TCVN11185:2015

Tiêu chuẩn quốc gia TCVN 11185:2015 (ISO 10399:2004) về Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Phép thử hai-ba TIÊU CHUẨN QUỐC GIA TCVN 11185:2015 ISO 10399:2004 PHÂN TÍCH CẢM QUAN - PHƯƠNG PHÁP LUẬN - PHÉP THỬ HAI-BA Sensory analysis - Methodology - Duo-trio test Lời nói đầu TCVN 11185:2015 hoàn toàn tương đương với ISO 10399:2004; TCVN 11185:2015 do Ban kỹ thuật tiêu chuẩn quốc gia TCV N/T C/F13 Phương pháp phân tích và lấy mẫu biên soạn, Tổng cục Tiêu chuẩn Đo lường Ch ấ t lượng thẩm định, Bộ Khoa học và Công nghệ công bố. PHÂN TÍCH CẢM QUAN - PHƯƠNG PHÁP LUẬN - PHÉP THỬ HAI-BA Sensory analysis - Methodology - Duo-trio test 1 Phạm vi áp dụng Ti ê u chuẩn này quy định quy trình xác định sự tương đồng hay khác biệt c ả m quan có thể c ả m nhận được giữa các mẫu của hai sản phẩm. Phương pháp này là quy trình lựa chọn bắt buộc. Phương pháp này được dùng để xác đị nh có sự khác biệt hay không về một thuộc tính c ả m quan đơn l ẻ hoặc một số thuộc tính. Phương pháp này kém hiệu qu ả về mặt thống kê so với phép thử tam giác [mô tả trong TCVN 11184 (ISO 4120)], nhưng dễ thực hiện hơn đối với người thử. Phương pháp này được áp dụng ngay cả khi chưa biết b ả n ch ấ t của sự khác biệt (không xác đ ị nh được cả mức độ và chiều hướng khác biệt giữa các mẫu cũng như dấu hiệu v ề các thuộc t í nh tạo nên sự kh á c biệt). Chỉ áp dụng phương pháp này nếu sản phẩm đồng nhất rõ rệt. Phương pháp n à y có hiệu qu ả để: a) xác định - sự khác biệt có thể cảm nhận được (phép thử hai-ba đối với sự khác biệt), hoặc - không có sự khác biệt có thể cảm nhận được (phép thử hai-ba đối với sự tương tự), ví dụ khi có sự thay đổi về thành phần nguyên liệu, quá trình chế biến, bao gói, xử lý hoặc b ả o quản; b) hoặc để chọn lựa, huấn luyện và giám sát người thử. Hai dạng của phương pháp được mô t ả : - kỹ thuật mẫu chuẩn không đổi, sử dụng khi một sản phẩm l à quen thuộc đối với những người thử (ví dụ: mẫu từ sản phẩm thông dụng), và - kỹ thuật mẫu chuẩn cân bằng, sử dụng khi không có sản phẩm nào quen thuộc hơn sản phẩm còn lại. 2 Tài liệu viện dẫn Các tài liệu viện dẫn sau rất cần thiết cho việc áp dụng tiêu chuẩn này. Đối với các tài liệu viện dẫn ghi n ă m công bố th ì áp dụng phiên bản được nêu. Đối với các tài liệu viện dẫn không ghi năm công bố thì áp dụng phiên bản mới nhất, bao gồm cả các sửa đổi, bổ sung (nếu có). ISO 5492:1992 *) , Sensory analysis - Vocabulary (Phân tích cảm quan - Thuật ngữ và định nghĩa) ISO 8589:1988 **) , Sensory analysis - General guidance for the design of test rooms (Phân tích cảm quan - Hướng dẫn chung đối với việc thiết kế phòng thử nghiệm) 3 Thuật ngữ và định nghĩa Trong tiêu chuẩn này, áp dụng các thuật ngữ, định nghĩa nêu trong ISO 5492 và các thuật ngữ, định nghĩa sau đây: 3.1 Rủi ro alpha (alpha-risk) Rủi ro α ( α -risk) Xác suất kh i kết luận rằng có sự khác biệt cảm nhận được khi sản phẩm không có khác biệt. CHÚ THÍCH: Dạng rủi ro này còn được gọi là sai l ầ m lo ạ i I , mức ý nghĩa hoặc t ỷ lệ lỗi dương tính. 3.2 Rủi ro beta (beta-risk) R ủ i ro β ( β -risk) Xác suất khi kết luận rằng không có sự khác biệt cảm nhận được khi sản phẩm có khác biệt. CHÚ THÍCH: Dạng rủi ro này còn được g ọ i l à sai lầm loại II hoặc t ỷ lệ lỗi âm tính. 3.3 Sự khác biệt (difference) Tình huống các mẫu có thể phân biệt được dựa t rên các t í nh chất cảm quan của chúng. CHÚ TH Í CH: Tỷ lệ phép đánh giá trong đó sự khác nhau cảm nhận được giữa hai sản phẩm bị phát hiện được k ý hiệu là p d . 3.4 Sản phẩm (product) Vật liệu được đánh giá. 3.5 M ẫ u (sample) Đơn vị sản phẩm được chuẩn bị, giới thiệu và đánh giá trong phép thử. 3.6 Độ nhạy (sensitivity) Khái niệm chung được dùng để tóm tắt các đặc tính năng lực của phép thử. CHÚ THÍCH: Trong số các thuật ngữ thống kê, độ nhạy của phép thử được định nghĩa b ằ ng các giá trị α , β và p d . 3.7 Sự tương tự (similarity) Tình trạng mà mọi sự khác biệt cảm nhận được giữa các mẫu là quá nh ỏ do đó các sản phẩm có thể được sử dụng hoán đ ổ i nhau. 3.8 Bộ ba mẫu (triad) Nh ó m ba mẫu được chuyển cho người thử trong phép thử hai-ba. CHÚ THÍCH: Trong phép thử hai-ba, mỗi m ẫ u được đánh dấu bằng mã số khác nhau. Hai mẫu giống nhau (t ừ một sản ph ẩ m) và một mẫu khác (từ sản ph ẩ m khác). 4 Nguyên tắc Số người thử được lựa chọn dựa vào độ nhạy được yêu cầu đối với phép thử (xem 6.2 và th ả o luận tại A.3). Người thử nhận được tập hợp ba mẫu (bộ ba mẫu), trong đó một mẫu được dán nhãn là mẫu chuẩn và hai mẫu còn lại có mã số khác nhau. Người thử được thông báo rằng một trong số các mẫu đã mã hóa là giống mẫu chuẩn, m ẫ u mã hóa còn lại th ì khác mẫu chuẩn. Dựa trên kỹ năng được đào tạo và hướng dẫn đưa ra trước phép thử, người thử cho biết mẫu mã hóa được cho l à giống mẫu chuẩn hoặc mẫu mã hóa khác mẫu chuẩn. Đếm số câu trả lời đúng và xác định mức ý nghĩa bằng cách tra bảng thống kê. 5 Điều kiện thử nghiệm chung và các yêu cầu 5.1 Định nghĩa r õ ràng b ằ ng văn bản mục tiêu của phép thử. 5.2 Tiến hành thử trong các điều kiện sao cho những người thử không trao đ ổ i với nhau cho đến khi kết thúc tất cả các phép đánh giá, sử dụng phương tiện và buồng thử phù hợp với ISO 8589. 5.3 Chuẩn bị mẫu ngoài t ầ m nh ì n của người thử và theo cách thống nhất (c ùng thiết bị, dụng cụ, cùng lượng sản phẩm). 5.4 Không để ngư ờ i thử nhận diện được các mẫu do cách tr ì nh bày mẫu. Ví dụ: trong phép thử nhận biết vị, tránh bất kỳ sự khác biệt về bề ngoài. Che mọi sự khác biệt không thích hợp về màu b ằ ng cách sử dụng bộ lọc màu và/hoặc giảm cường độ chiếu sáng. 5.5 Mã hóa dụng cụ đựng mẫu theo cách thống nhất, tốt nhất là dùng bộ ba chữ s ố được ch ọ n ngẫu nhiên đối với mỗi phép thử. Mỗi bộ ba này được cấu thành từ ba mẫu, mỗi mẫu có mã số khác nhau. Tốt nhất là dùng các mã số khác nhau đối với mỗi người thử trong buổi đánh giá. Tuy nhiên, có thể dùng cùng bộ ba mã số đối với tất cả những người thử trong một phép thử, miễn là mỗi mã s ố được dùng một lần cho mỗi người thử trong suốt buổi đánh giá (ví dụ: nếu một số phép thử hai-ba trên các sản phẩm khác nhau được tiến hành trong cùng một buổi đánh giá). 5.6 Khối lượng hoặc thể tích mẫu phải đ ồ ng nh ấ t đối với ba mẫu trong mỗi bộ ba mẫu, cũng như tất cả các m ẫ u khác trong d ã y phép thử tr ê n cùng dạng sản ph ẩ m. Khối lượng hoặc thể tích được đánh giá có thể được định trước. Nếu không, người thử cần được thông báo r ằ ng khối lượng hoặc thể tích được lấy phải luôn tương tự nhau giữa các mẫu. 5.7 Nhiệt độ của ba mẫu trong mỗi bộ ba phải đồng nh ấ t, cũng như tất cả các mẫu khác trong dãy phép thử trên dạng sản phẩm đ ã cho. Nên giới thiệu mẫu ở cùng nhiệt độ mà sản phẩm được sử dụng. 5.8 Người thử phải được thông báo r ằ ng họ có được nuốt mẫu hay không, hay họ được tự lựa chọn nuốt hay không nuốt. Trong trư ờ ng hợp được tự lựa chọn, phải yêu cầu họ thực hiện như nhau đối với mọi mẫu. 5.9 Trong suốt buổi thử, tránh đưa ra thông tin về nhận diện sản phẩm, các hiệu ứng tác động mong đợi hoặc năng lực của từng cá thể cho đến khi kết thúc mọi phép thử. 6 Người thử 6.1 Trình độ T ấ t cả người thử cần có cùng tr ì nh độ, mức này được chọn dựa theo mục đích của phép thử (xem hướng dẫn trong ISO 8586-1 và ISO 8586-2). Kinh nghiệm và sự quen thuộc đối với sản phẩm thử có thể cả i thiện năng lực của người thử và do đó có thể làm tăng khả năng phát hiện sự khác biệt. Giám sát năng lực của người thử theo thời gian có thể hữu ích đối với việc làm tăng độ nhạy. T ấ t cả người thử phải nắm rõ cơ chế của phép thử hai-ba (hình thức, mục tiêu và quy trình đánh giá). 6.2 Số lượng người thử Lựa chọn số lượng người thử sao cho thu được độ nhạy yêu cầu đối với phép thử (xem thảo luận tại A.3). Sử dụng số lượng lớn người thử sẽ tăng khả năng phát hiện những khác biệt nhỏ giữa các mẫu. Tuy nhiên, trong thực tế, số lượng người thử thường được x á c định theo điều kiện cơ sở vật chất (ví dụ thời gian thử, số lượng người thử có sẵn, lượng sản phẩm). Khi kiểm tra sự khác biệt, số lượng người thử điển h ì nh l à từ 32 đến 36. Khi kiểm tra sự khác biệt không có nghĩa (sự tương tự), cần số lượng người thử g ấ p đôi (khoảng 72) để c ó độ nhạy tương đương. Khi có thể, tránh đ á nh giá lặp lại bởi cùng một người thử. Tuy nhiên, nếu cần đánh giá lặp lại đ ể có đủ tổng số lượt đánh giá th ì ph ả i cố gắng đ ả m bảo số lần đánh giá lặp lại của mỗi người thử là b ằ ng nhau. Ví dụ: nếu chỉ có mười hai người thử thì mỗi người sẽ t h ực hiện ba bộ ba để thu được t ổ ng s ố 36 lượt đánh giá. CHÚ THÍCH: Việc x ử lý ba lượt đánh giá do mười hai người thực hiện giống nh ư 36 lượt đánh giá độc lập là không hợp lệ khi kiểm tr a sự tương tự dù ng Bảng A.2. Tuy nhiên, với kiểm tra sự khác biệt, việc xử lý như trên dùng Bảng A.1 là đúng khi thực hiện các lượt đánh giá lặp lại (xem [ 9] v à [10]). Các t à i li ệ u xu ấ t bản g ầ n đây (xem [6] và [7]) về phép thử phân biệt l ặ p lại đưa ra các phương pháp t iế p cận thay th ế cho việc phân tích các đánh giá lặp lại trong phép thử ph â n biệt. 7 Cách tiến hành 7.1 N ế u sản phẩm quen thuộc đối với những người thử (ví dụ: mẫu kiểm soát từ dây chuyền sản xuất), sử dụng kỹ thuật mẫu chuẩn không đổi. Nếu sản phẩm không quen thuộc hơn các sản ph ẩ m khác, sử dụng kỹ thuật mẫu chuẩn cân bằng. a) Kỹ thuật mẫu chuẩn không đ ổ i: Chuẩn bị các phiếu mã hóa ( w orksheet) và phiếu tr ả lời (scoresheet) (xem B.2) sử dụng hai trình tự từ hai sản ph ẩ m A và B với số lượng bằng nhau: A-REF AB A-REF BA Phân bố các mã số ngẫ u nhiên trong nhóm hai người thử (sử dụng mỗi chuỗi một lần trong nhóm đầu tiên của hai người thử; sử dụng mỗi chuỗi một lần nữa trong nhóm ti ế p theo của hai người thử, v.v...). Điều này sẽ giảm thiểu sự không cân bằng xảy ra nếu tổng s ố người thử không phải là số chẵn. b) Kỹ thuật mẫu chuẩn cân bằng: Chuẩn bị các phiếu mã hóa và phiếu tr ả lời (xem B.1) sử dụng bốn tr ì nh tự từ hai sản phẩm A và B với số lượng bằng nhau: A-REF AB B-REF AB A-REF BA B-REF BA Trong đó hai bộ ba đầu tiên chứa sản phẩm A là mẫu chuẩn (A - REF) và hai bộ ba cuối chứa sản phẩm B là mẫu chuẩn (B-REF). Phân bố các mã số ngẫu nhiên trong nh ó m bốn người thử (sử dụng mỗi chuỗi một lần trong nhóm đầu tiên của bốn người thử; sử dụng mỗi chuỗi một lần n ữ a trong nh ó m tiếp theo của bốn người thử, v.v… ) Điều này sẽ giảm thiểu sự không cân bằng xảy ra nếu tổng số n g ư ờ i thử không phải là bội số của bốn. 7.2 Giới thiệu ba mẫu của mỗi bộ ba đồng th ờ i, nếu có thể, với cùng thứ t ự sắp xếp không gian đối với mỗi người thử (ví dụ: theo đường thẳng từ trái sang phải, theo h ì nh tam giác). Trong mỗi bộ ba, những người thử thường được cho đánh giá lặp lại với mỗi mẫu được yêu cầu (dĩ nhiên nếu bản chất của sản phẩm cho phép đánh giá lặp lại). 7.3 Hướng dẫn những người thử thực hiện trước tiên trên mẫu chuẩn, sau đó đánh giá hai m ẫ u mã hóa theo thứ tự các mẫu đã được giới thiệu. Thông báo cho những người thử rằng một trong số các mẫu mã hóa là giống với mẫu chuẩn và mẫu mã hóa còn lại thì khác với mẫu chuẩn. Hướng dẫn những người thử ch ỉ ra mẫu nào trong số hai mẫu mã h ó a là giống và mẫu nào là khác mẫu chuẩn. CHÚ THÍCH: Khi quyết định hướng dẫn những người thử lựa chọn m ẫ u gi ố ng hoặc mẫu khá c với mẫu chu ẩ n, c ầ n xem xét hội đồng có thường s ử d ụ ng các phương pháp thử phân biệt khác hay không. Nhiều phương pháp thử phân biệt, ví dụ như phép thử tam giác, tập trung vào việc nh ậ n diện mẫu "l ẻ " hay là mẫu "khác biệt" trong phép thử. Hướng dẫn những người thử nh ậ n biết mẫu " khác biệt " t rong một phương pháp và đ ể nhận diện " các m ẫ u t ương tự " theo phương pháp khác có th ể gây ra mâu thuẫn và dẫn đến t ỷ lệ c â u trả lời sai t ă ng lên. 7.4 Mỗi phiếu trả lời cần dùng cho một bộ ba mẫu đ ơ n. Nếu một người thử phải thực hiện nhiều hơn một phép thử trong buổi đánh giá thì thu các phiếu trả lời đã điền và các mẫu chưa sử dụng trước khi đưa ra bộ ba kế tiếp. Người thử kh ô ng được tr ở lại bất kỳ mẫu nào đã tiến hành hoặc thay đổi quyết định đối với các mẫu đã thực hiện. 7.5 Không đưa ra câu hỏi về th ị hiếu, sự chấp nhận hoặc mức độ khác biệt sau lựa chọn ban đầu trên mẫu trước đó. Việc lựa chọn mà người thử vừa thực hiện có thể làm sai lệch câu trả lời đối với mọi câ u h ỏ i b ổ sung. Có thể thu được những câu trả lời cho các câu hỏi như vậy bằng các phép thử riêng rẽ khác về thị hiếu, sự chấp nhận hoặc mức độ khác biệt v.v..., xem ISO 6658. Trong phần lưu ý của người thử, có thể đưa thêm yêu cầu người thử bình luận về lý do l ựa chọn. 7.6 Phép thử hai-ba là quy trình lựa chọn bắt buộc; người thử không có lựa chọn “không c ó khác biệt". Một người thử không phát hiện được sự khác biệt giữa các mẫu cần được hướng dẫn để lựa chọn ngẫu nhiên một mẫu và ch ỉ ra trong phần nhận xét của phiếu trả lời rằng sự lựa chọn này chỉ là phỏng đoán. 8 Phân tích và diễn giải kết quả 8.1 Kh i k iể m tra sự kh á c biệt Sử dụng Bảng A.1 để phân tích dữ liệu thu được từ phép thử hai-ba. Nếu số câu trả lời đúng lớn hơn hoặc bằng số trong Bảng A.1 (tương ứng với số người thử và mức r ủ i ro α được chọn trong phép thử) thì kết luận rằng tồn tại sự khác biệt có thể cảm nhận được giữa các mẫu (xem B.1). Nếu c ầ n, tính khoảng tin cậy về t ỷ lệ của tập hợp người có th ể ph â n biệt các mẫu. Phương pháp này được mô tả trong B.3. 8.2 Khi kiểm tra sự tương tự 1) Sử dụng B ả ng A.2 để phân tích dữ liệu thu được từ phép thử hai-ba. Nếu số câu trả lời đúng nhỏ hơn hoặc bằng số trong B ả ng A.1 (tương ứng với số người thử, mức r ủ i ro β và giá trị p d được chọn cho phép thử) thì không có sự khác biệt có nghĩa giữa các mẫu (xem B.2). Nếu so sánh kết qu ả giữa các phép thử, cần chọn cùng một giá trị p d cho mọi phép thử. Nếu cần t í nh khoảng tin cậy theo tỷ lệ của tập h ợ p người có th ể phân biệt các mẫu. Phương pháp n à y được mô tả trong B.3. 9 Báo cáo thử nghiệm Báo cáo mục đích thử nghiệm, kết quả và kết luận. Nên báo cáo các thông tin bổ sung sau: - mục đích của phép thử và bản ch ấ t của tác động được nghiên cứu; - việc nhận diện đầy đủ v ề mẫu thử (nguồn gốc, phương pháp chuẩn bị, s ố lượng, h ì nh dạng, việc b ả o quản trước khi thử, c ỡ mẫu, nhiệt độ); thông tin về mẫu c ò n lưu lại gồm mọi quá trình bảo quản, xử lý và chuẩn b ị đã th ự c hiện sao cho thu được mẫu ch ỉ khác nhau, n ế u có, là do các biến quan tâm; - số lượng người thử, số câu trả lời đúng và kết quả đánh giá thống kê (bao g ồ m các giá trị α , β và p d được dùng trong phép thử); - người thử: kinh nghiệm (trong phép thử cảm quan, với sản phẩm, với mẫu trong phép thử), tuổi, giới tính (xem hướng dẫn trong ISO 8586-1 và ISO 8586-2); - bất kỳ thông tin và các khuyến cáo cụ thể đối với người thử c ó liên quan đến phép thử; - môi trường thử (phương tiện thử đã sử dụng, việc giới thiệu mẫu đồng thời hay tuần tự, có thông báo nh ậ n d ạ ng của mẫu sau phép thử không, nếu có thì bằng cách nào); - địa điểm, ngày thử và tên của chủ tịch hội đồng. 10 Độ chính xác và độ chệch Do các kết quả của phép thử phân biệt cảm quan l à hàm của sự nhạy cảm riêng lẻ, kh ô ng th ể đưa ra nhận định chung về độ tái lập của các kết quả có thể áp dụng cho tập hợp những người thử. Độ chính xác của một tập hợp người thử cụ thể tăng lên theo quy mô của hội đồng, theo sự hu ấ n luyện và với sự tiếp xúc với sản phẩm. Do sử dụng quy trình lựa chọn bắt buộc nên các kết quả thu được từ phương pháp này là không chệch, miễn là các yêu cầu trong Điều 7 được lưu ý đầy đủ. PHỤ LỤC A (quy định) Các bảng A.1 Các giá trị nêu trong Bảng A.1 là số câu trả lời đúng tối thiểu c ầ n c ó để có kết quả có nghĩa ở mức rủi ro α được công b ố (theo cột) đối với số người thử tương ứng là n (theo hàng). Giả định “không c ó khác biệt” bị bác bỏ nếu số câu trả l ờ i đúng lớn hơn hoặc bằng giá trị trong Bảng A.1. Bảng A.1 - Số câu trả lời đúng t ối thiểu cần có đ ể kết luận rằng có sự khác biệt có th ể cảm nhận dựa tr ê n phép thử hai-ba n α n α 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001 0,20 0,10 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 15 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 18 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 23 11 12 12 14 16 84 33 35 36 39 43 24 11 12 13 15 16 90 35 37 38 42 45 25 11 12 13 15 17 96 37 39 41 44 48 CHÚ THÍCH 1: Các giá tr ị trong b ả ng là chính xác v ì dựa trên phân bố nhị thức. Đ ố i với các giá tr ị của n kh ô ng có trong bảng, t í nh các gi á trị x ấ p x ỉ dựa tr ê n xấp x ỉ chuẩn đ ố i với nhị thức như sau: Số c â u trả lời tối t hi ể u ( x ) = s ố nguyên cận tr ê n: x = ( n /2) + trong đ ó : z t hay đ ổ i theo mức ý nghĩa như sau: z =0 , 84 đ ố i với α = 0,20; z = 1,28 đối với α = 0,10; z = 1,64 đ ối với α = 0,05; z = 2,33 đối với α = 0 , 01 ; z = 3,09 đối với α = 0,001. CHÚ THÍCH 2: Không nên sử dụng các giá trị n < 24="" trong="" phép="" thử="" hai-ba="" đối="" với="" sự="" khác=""> CHÚ THÍCH 3: Áp dụng theo Tài liệu tham khảo [11]. A.2 Các giá trị nêu trong Bảng A.2 là s ố câu trả l ờ i đún g tối đa c ầ n có đối với "sự tương tự" ở các mức p d , β và n . Giả định “khôn g khác biệt" được chấp nhận ở mức tin cậy 100(1 - β )% nếu s ố câu trả lời đúng nhỏ hơn hoặc bằng giá trị trong B ả ng A.2. Bảng A.2 - số câu trả lời đúng t ố i đa cần có để kết luận hai m ẫ u tương tự dựa trên phép thử hai-ba n β p d n β p d 10% 20% 30% 40% 50% 10% 20% 30% 40% 50% 20 0,001 3 4 5 6 8 52 0,001 17 19 22 25 28 0,01 5 6 7 8 9 0,01 19 22 25 27 30 0,05 6 7 8 10 11 0,05 22 24 27 30 33 0,10 7 8 9 10 11 0 , 10 23 26 28 31 34 0,20 8 9 10 11 12 0,20 25 27 30 33 35 24 0,001 5 6 7 9 10 56 0,001 18 21 24 27 30 0,01 7 8 9 10 12 0,01 21 24 27 30 33 0,05 8 9 11 12 13 0,05 24 27 29 32 36 0,10 9 10 12 13 1 4 0,10 25 28 31 34 37 0,20 10 11 13 14 15 0,20 27 30 32 35 38 28 0,001 6 8 9 11 12 60 0,001 20 23 26 30 33 0,01 8 10 11 13 14 0,01 23 26 29 33 36 0,05 10 12 13 15 16 0,05 26 29 32 35 38 0,10 11 12 14 15 17 0,10 27 30 33 36 40 0,20 12 14 15 17 18 0,20 29 32 35 38 41 32 0,001 8 10 11 13 15 64 0,001 22 25 29 32 36 0,01 10 12 13 15 17 0,01 25 28 32 35 39 0,05 12 14 15 17 19 0,05 28 31 34 38 41 0,10 13 15 16 18 20 0,10 29 32 36 39 43 0,20 14 1 6 18 19 21 0,20 3 1 34 37 41 44 36 0,001 10 11 13 15 17 68 0 , 001 24 27 31 34 38 0,01 12 14 16 18 20 0,01 27 30 34 38 41 0,05 14 16 18 20 22 0,05 30 33 37 40 44 0,10 15 17 19 21 23 0,10 31 35 38 42 45 0,20 16 18 20 22 24 0,20 33 36 40 43 47 40 0,001 11 13 15 18 20 72 0,001 26 29 33 37 41 0,01 14 16 18 20 22 0,01 29 32 36 40 44 0,05 16 18 20 22 24 0,05 32 35 39 43 47 0,10 17 19 21 23 25 0,10 33 37 41 44 48 0,20 18 20 22 25 27 0,20 35 39 42 46 50 44 0,001 13 15 18 20 23 76 0,001 27 31 35 39 44 0,01 16 18 20 23 25 0,01 31 35 39 43 47 0,05 18 20 22 25 27 0,05 34 38 41 45 50 0,10 19 21 24 26 28 0,10 35 39 43 47 51 0,20 20 23 25 27 30 0,20 37 41 45 49 53 48 0 , 001 15 17 20 22 25 80 0,001 29 33 38 42 46 0 , 01 17 20 22 25 28 0,01 33 37 41 45 50 0,05 20 22 25 27 30 0,05 36 40 44 48 53 0,10 21 23 26 28 31 0,10 37 41 46 50 54 0,20 23 25 27 30 33 0,20 39 43 47 52 56 84 0,001 31 35 40 44 49 100 0,001 39 44 49 54 60 0,01 35 39 43 48 52 0,01 42 47 53 58 64 0,05 38 42 46 51 55 0,05 46 51 56 61 67 0,10 39 44 48 52 57 0,10 48 53 58 63 68 0,20 41 46 50 54 59 0,20 50 55 60 65 70 88 0,001 33 37 42 47 52 104 0,001 40 46 51 57 63 0,01 37 41 46 50 55 0,01 44 50 55 61 66 0,05 40 44 49 5 3 58 0,05 48 53 59 64 70 0,10 41 46 50 55 60 0,10 50 55 60 66 71 0,20 43 48 52 57 62 0,20 52 57 63 68 73 92 0,001 35 40 44 49 55 108 0,001 42 48 54 59 65 0,01 38 43 48 53 58 0,01 46 52 57 63 69 0,05 42 46 51 56 61 0,05 50 55 61 67 72 0,10 43 48 53 58 63 0,10 52 57 63 68 74 0,20 46 50 55 60 65 0,20 54 60 65 71 76 96 0,001 37 42 47 52 57 112 0,001 44 50 56 62 68 0,01 40 45 50 56 61 0,01 48 54 60 66 72 0,05 44 49 54 59 64 0,05 52 58 63 69 75 0,10 46 50 55 60 66 0,10 54 60 65 71 77 0,20 48 53 57 62 67 0,20 56 62 68 73 79 CHÚ THÍCH 1. Các giá trị trong bảng l à ch í nh xác v ì dựa trên phân bố nh ị thức. Đối với các giá trị của n không có trong bảng t í nh giới h ạ n tin cậy trên 100(1 - β ) % đối với p d dựa trên x ấ p x ỉ chuẩn đ ố i với nh ị thức như sau: trong đó: x l à s ố câu trả lời đúng; n là số người t hử; z β thay đổi như sau : 0,84 đối v ớ i β = 0,20; 1,28 đối với β = 0,10; 1,64 đối với β = 0,05; 2,33 đ ố i với β = 0,01; 3,09 đối với β = 0,001. Nếu giá trị tính được nhỏ hơn giới h ạ n được chọn đối với p d thì công bố các mẫu là t ương tự ở m ứ c ý nghĩa β . CHÚ TH Í CH 2: Không n ê n sử dụng các giá trị n < 36="" trong="" phép="" thử="" hai-ba="" đối="" với="" sự=""> ơ ng t ự. CHÚ THÍCH 3: Á p dụng theo Tài liệu tham khảo [11]. A. 3 Bảng A.3 đưa ra cách tiếp cận thống kê để xác định số người thử. Độ nhạy thống kê của phép thử là hàm của ba giá trị: rủi ro α , rủi ro β và t ỷ lệ lớn nhất cho phép của người phân biệ t , p d 2) . Trước khi tiến hành phép thử, chọn các gi á trị của α, β và p d theo các hướng dẫn sau đây. Theo nguyên tắc, kết quả có nghĩa về mặt thống kê ở: - r ủ i ro α ở mức 10% đến 5% (0,10 đến 0,05) cho thấy có bằng chứng không chắc chắn về sự khác biệt. - rủi ro α ở mức 5% đến 1% (0 , 05 đến 0,01) cho thấy có bằn g chứng tương đối chắc chắn về sự khác biệt. - rủi ro α ở mức 1% đến 0 , 1% (0,01 đến 0,001) cho thấy có bằng chứng chắc chắn về sự khác biệt. - rủi t o α nhỏ hơn 0,1% (< 0,001)="" cho="" thấy="" có="" bằng="" chứng="" rất="" chắc="" chắn="" về="" sự="" khác=""> Đối với rủi ro β , mức độ chắc chắn của bằng chứng về không có sự khác biệt được đánh giá bởi cùng các tiêu chí như tr ê n (thay “ α ” bằng " β " và thay “c ó ” bằng “không có”). T ỷ lệ tối đa cho phép đối với người phân biệt, p d , nằm trong ba d ả i sau: - p d < 25%="" đối="" với="" các="" giá="" trị=""> - 25% <> p d < 35%="" đối="" với="" các="" giá="" trị="" mẫu="" trung=""> ì nh; - p d > 35% đối với các giá trị mẫu lớn. Ch ọ n số người t hử sao cho thu được độ nhạy cần đối với phép thử. Tra Bảng A.3 trong phần tương ứng vào giá trị p d đã chọn và cột tương ứng vào giá trị β đã chọn, số người thử tối thiểu cần có nằm trong hàng tương ứng với giá trị α được chọn. Cách khác, có thể sử dụng Bảng A.3 đ ể xây dựng tập hợp các giá trị của p d , α và β để có độ nhạy chấp nhận được trong khi duy trì số người thử trong các giới hạn thực tế. Cách tiếp cận được nêu chi ti ế t trong Tài liệu tham khảo [12]. Các giá trị nêu trong Bảng A.3 là số người thử tối thiểu cần có để tiến hành phép thử hai-ba với độ nhạy cụ thể được x á c định t ừ các giá trị của p d , α và β . Tra bảng theo phần tương ứ ng với giá trị p d đã chọn và cột tương ứ ng với giá trị β đã chọn. Đọc số người thử tối thiểu từ hàng tương ứng với giá trị α đã chọn. B ả ng A.3 - S ố ng ười thử cần thiết đ ối với phép thử hai-ba α p d B 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001 0,20 50% 12 19 26 39 58 0,10 19 26 33 48 70 0,05 23 33 42 58 82 0,01 40 50 59 80 107 0 , 001 61 71 83 107 140 0,20 40% 19 30 39 60 94 0,10 28 39 53 79 113 0,05 37 53 67 93 132 0,01 64 80 96 130 174 0,001 95 117 135 176 228 0,20 30% 32 49 68 110 166 0,10 53 72 96 145 208 0,05 69 93 119 173 243 0,01 112 143 174 235 319 0,001 172 210 246 318 412 0,20 20% 77 112 158 253 384 0,10 115 168 214 322 471 0,05 158 213 268 392 554 0,01 252 325 391 535 726 0,001 386 479 556 731 944 0,20 10% 294 451 618 1006 1555 0,10 461 658 861 1310 1905 0,05 620 866 1092 1583 2237 0,01 1007 1301 1582 2170 2927 0,001 1551 1908 2248 2937 3812 CHÚ THÍCH: Áp dụng theo Tài liệu tham khảo [ 11 ] . PHỤ LỤC B (tham khảo) Các ví dụ B.1 Ví dụ 1: Phép thử hai-ba để kh ẳ ng định sự khác biệt - Kỹ thuật mẫu chuẩn cân bằng B.1.1 Cơ sở Một nhà máy sản xuất xốt c à chua muốn giới thiệu sản phẩm mới, giá cao hơn, có hàm lượng muối thấp để cạnh tranh trên thị trường. Trước khi tiến hành phép thử đối với người tiêu dùng để so s á nh với sản phẩm cũ, nhà máy muốn khẳng định có thể phân biệt về cảm quan đ ố i với hai sản phẩm. Phép thử hai- ba sử dụng mô hình mẫu chuẩn cân bằng được chọn v ì mùi phức hợp của sản phẩm khiến cho quá trình đưa ra quyết định của người thử tr ở nên đơn giản. Người phụ trách sản xuất ch ỉ muốn chấp nhận một rủi ro nhỏ khi đưa ra kết luận rằng sự khác nhau tồn tại trong khi thực tế thì không. Tuy nhiên, sản phẩm cũ hiện vẫn được chấp nhận tốt nên người phụ trách sẽ chấp nhận rủi ro lớn hơn khi không phát hiện được sự khác biệt mặc dù nó tồn tại. B.1.2 Mục đích của phép thử Mục đích của phép thử l à để khẳng định rằng sản ph ẩ m mới (B) có thể phân biệt được với sản phẩm hiện tại (A) để tiến hành phép thử với người tiêu dùng. B.1.3 S ố lượ ng ng ười thử Để lãnh đạo nhà máy không đưa ra quyết định sai rằng tồn tại sự khác biệt, chuyên gia cảm quan đề xu ấ t α = 0,01. Đ ể c â n bằng thứ tự t rình bày mẫu, chuyên gia quyết định sử dụng 36 người thử. B.1.4 Tiến hành thử Các mẫu (54 phần sản phẩm A và 36 phần sản phẩm B) được chuẩn b ị . Trong số đố, 18 mẫu "A” và 18 mẫu “B " được ghi nhãn là mẫu chuẩn. 36 mẫu “A" và 36 mẫu “B” còn lại được mã hóa bằng các bộ ba chữ số ngẫu nhiên duy nhất. Toàn bộ các bộ mẫu được x ế p thành chín dãy, mỗi d ã y g ồ m bốn tập hợp mẫu như dưới đ â y. M ẫ u chuẩn được giới thiệu đầu tiên trong mỗi bộ mẫu, k ý hiệu là A-REF hoặc B-REF, tiếp theo các hai mẫu A và B với các trường hợp c ó thể c ó là: A-REF AB A-REF BA B-REF AB B-REF BA Mỗi bộ mẫu trong số bốn bộ ba mẫu được giới thiệu chín lần để tương ứng với 36 người thử trong thứ tự ngẫu nhiên đã được cân bằng. Xem phiếu mã hóa trong Hình B.1. Ví dụ về phiếu trả lời được nêu trong Hình B.2. B.1.5 Phân tích và diễn giải k ế t quả Tổng số 28 người thử nh ậ n diện đúng mẫu giống với mẫu chuẩn. Trong Bảng A.1, tại hàng tương ứng với 36 người thử và cột tương ứng với α = 0,01, chuyên gia cảm quan th ấ y yêu cầu đ ể kết luận r ằ ng có sự khác biệt có thể cảm nhận được ở α = 0,01 là 26 câu trả lời đúng. Do đó, 28 câu trả lời đúng là đủ để kết luận r ằ ng có sự khác biệt có thể cảm nhận được giữa hai sản phẩm. Chuyên gia cảm quan có thể tùy ý chọn cách tính một phía, khoảng tin cậy thấp hơn về t ỷ l ệ của tập hợp người thử có thể cảm nhận sự kh á c biệt giữa các mẫu. Công thức tính (xem thêm B.3) là: [2 x (28/36) -1] - 2 x = 0,233 Chuyên gia cảm quan có thể kết luận với độ tin cậy 99% rằng ít nhất 23% của tập hợp người thử cảm nhận được sự khác biệt giữa các mẫu. B.1.6 Báo cáo thử nghiệm và kết luận Chuyên gia cảm quan báo cáo r ằ ng trên thực tế .cá thể phản biệt sản phẩm thử nghiệm với sản phẩm hiện tại thông qua hội đồng ( n = 36, x = 28) ở mức ý nghĩa 1%. Thử nghiệm sản xuất sử dụng quy trình mới nên tiến hành kiểm tra với người tiêu dùng theo đ ề xuất trong B.1.2. N g à y : 20/9/2003 M ã phé p thử: TX-0245 Thứ tự mẫu phép thử hai-ba và quy trình thực hiện Đặt phiế u này l ê n khu vực khay chuẩn b ị . Mã hóa phiếu trả l ờ i và d ụ ng c ụ chứa mẫu trước đ ó Dạng sản phẩ m: Xốt cà chua Nhận diện mẫu: M ẫ u 1 = hiện tại (mã s ố 941 và 387) M ẫ u 2 = mới (mã số 792 và 519) M ã hóa bao bì như sau: Thành vi ê n hội đồng Mã s ố mẫu Thành vi ê n hội đồng Mã s ố mẫu 1 A-REF A-941 B-792 19 A-REF A-941 B-792 2 A-REF B-792 A-941 20 B-REF B-519 A-387 3 B-REF A-387 B-519 21 B-REF A-387 B-519 4 B-REF B-519 A-387 22 B-REF B-519 A-387 5 B-REF A-387 B-519 23 A-REF A-941 B-792 6 A-REF B-792 A-941 24 A-REF B-792 A-941 7 A-REF A-941 B-792 25 A-REF A-941 B-792 8 B-REF B-519 A-387 26 A-REF B-792 A-941 9 B-REF A-387 B-519 27 B-REF A-387 B-519 10 A-REF A-941 B-792 28 B-REF B-519 A-387 11 B-REF B-519 A-387 29 A-REF A-941 B-792 12 A-REF B-792 A-941 30 B-REF B-519 A-387 13 B-REF A-387 B-519 31 B-REF A-387 B-519 14 B-REF B-519 A-387 32 A-REF B-792 A-941 15 A-REF A-941 B-792 33 B-REF A-387 B-519 16 A-REF B-792 A-941 34 B-REF B-519 A-387 17 B-REF A-387 B-519 35 A-REF A-941 B-792 18 A-REF B-792 A-941 36 A-REF B -792 A-941 1 Các cốc có nh ã n REF hoặc có bộ ba chữ số ngẫu nhi ê n v à x ế p theo thứ tự giới thiệu cho mỗi người th ử . 2 Đ ể chuy ể n cho người thử , đặt các mẫu và phiếu trả lời đã mã hóa vào khay đ ự ng mẫu. 3 Giải mã c â u trả lời đúng hoặc sai bằng cách so sánh với phiếu mã hóa. Hình B.1 - Phiếu m ã hóa đối với Ví dụ 1 Phép thử hai-ba Người thử số: ____________ Họ và tên: ___________________________ Ngày: __________ Hướng dẫn : Nếm các mẫu từ trái sang phải. M ẫ u bên trái là mẫu chuẩn, một trong hai mẫu còn lại là giống mẫu chuẩn. Mẫu thứ ba khác mẫu chuẩn. Anh/chị h ã y đánh dấu " X " vào ô tương ứng với mẫu giống mẫu chuẩn. Nếu không chắc ch ắ n, h ã y ghi theo ước đoán mà anh/chị cho là đúng nh ấ t; có thể ghi chú ở phần nhận xét rằng đây chỉ là ước đoán. REF 941 □ 792 □ Nhận xét: ____________________________________________________________________ ____________________________________________________________________________ Hình B.2 - Phiếu trả lời trong phép thử phân biệt hai-ba trong Ví dụ 1 B.2 Ví dụ 2: Phép thử hai-ba để khẳng định hai mẫu t ương tự - Kỹ thuật mẫu chuẩn không đổi B.2.1 Cơ sở Một nhà máy đồ uống không cồn muốn khẳng định rằng việc sử dụng bao b ì mới không ảnh hư ở ng đến mùi vị của sản phẩm đồ uống đến mức m à người tiêu dùng c ó thể phát hiện sự khác biệt. Người quản lý sản xuất bi ế t rằng không thể chứng minh hai sản phẩm là đồng nhất, nhưng ông ta muốn chắc chắn rằng chỉ có một t ỷ lệ nhỏ của tập hợp người thử có thể phát hiện sự khác biệt. Mặt khác, ông ta chấp nhận khả năng lớn là sẽ đưa ra một kết luận sai lầm rằng các sản phẩm k hác nhau mặc d ù chúng không khác biệt, bởi vì điều n à y c ó nghĩa là tiếp tục sử dụng bao bì cũ, để có thể cải tiến thêm bao bì mới sau đó thực hiện lại phép thử. B.2.2 Mục đích của ph é p thử Mục tiêu của phép thử là để xác định rằng sản phẩm được đóng g ó i và bảo quản trong bao bì mới là thích hợp như sản phẩm được đóng gói và bảo quản trong bao bì đang sử dụng. B.2.3 S ố lượn g người thử Chuyên gia cảm quan đề xuất sử dụng phép thử hai-ba với sản phẩm hiện tại l à m mẫu chuẩn v ì sản phẩm này quen thuộc với những người thử, họ sẽ không m ấ t thêm thời gian hoặc bị ảnh hưởng khi phải làm quen với mùi vị mới. Chuyên gia trao đổi với người qu ả n lý sản xuất đ ể quyết định về mức rủi ro thích hợp đối với phép thử. Quyết định được đưa ra là t ỷ lệ cho phép tối đa của nh ữ ng người có khả năng phân biệt được là p d = 30%. Người quản lý ch ỉ muốn lấy β = 0,05 rủi ro không phát hiện được tỷ lệ n ó i trên của người có khả năng phân biệt. Chuyên gia cảm quan đã chọn 52 người thử để thực hiện phép thử. B.2.4 Tiến hành thử Chuyên gia cảm quan sử dụng phiếu mã hóa như trong Hình B.3 v à phiếu tr ả l ờ i như trong H ì nh B.4 đ ể thực hiện phép thử. Chuyên gia chuẩn b ị 104 phần mẫu sử dụng bao bì hiện tại (A) và 52 ph ầ n mẫu sử dụng bao b ì mới (B) để tạo thành 26 ph ầ n, mỗi phần gồm hai bộ ba: A-REF AB v à A-REF BA. B.2.5 Phân t í ch và diễn giải kết quả Một người thử không thể tham gia phép thử. Trong số 51 người thử đã tham gia, có 25 ng ườ i nh ậ n diện đúng mẫu khác mẫu chuẩn trong phép thử. Tra Bả ng A.2, chuy ê n gia c ả m quan thấy rằng không có giá trị n = 51. V ì vậy, chuyên gia sử dụng phương trình trong Chú thích 1 của Bảng A.2 để xác định liệu có thể kết luận rằng hai mẫu l à tương tự nhau. Chuyên gia c ả m quan tìm được: Như vậy, chuyên gia có thể tin tưởng đến 95% rằng không có nhiều hơn 21% người thử có th ể phân biệt các mẫu. Chuyên gia cảm quan kết luận rằng bao bì mới đáp ứng ti ê u ch í của nhà máy với độ chắc chắn đến 95% ( β = 0,05) r ằ ng kh ô ng có hơn p d = 30% người thử có thể phát hiện sự khác biệt. Bao bì mới có thể thay thế bao bì đang dùng. N g à y : 4 / 10 /200 1 M ã phé p thử: 587 - FF03 Thứ tự mẫu phép thử hai-ba và quy trình thực hiện Đặt phiế u này l ê n khu vực khay chuẩn b ị . Mã hóa phiếu trả l ờ i và d ụ ng c ụ chứa mẫu trước đ ó Dạng sản phẩ m: Đồ uống không cồn Nhận diện mẫu: M ẫ u 1 = Bao bì 4736 ( hiện tại ) M ẫ u 2 = Bao bì 3987 ( mới ) M ã hóa bao bì như sau: Thành vi ê n hội đồng Mã s ố mẫu Thành vi ê n hội đồng Mã s ố 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 -16 8 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 nh ã n REF hoặc có bộ ba chữ số ngẫu nhiên và x ế p theo thứ tự giới thiệu cho mỗi người thử. 2 Để chuyển cho người thử, đặt các mẫu và phiếu trả lời đ ã m ã h ó a vào khay đựng mẫu. 3 Gi ả i m ã câu tr ả lời đúng hoặc sai bằng cách so sánh với phiếu m ã h ó a. Hình B.3 - Phi ế u mã hóa đ ố i 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 : N ế m các m ẫ u trên khay từ trái sang phải. M ẫ u bên trái là mẫu chuẩn, một trong hai mẫu còn lại là giống mẫu chuẩn. Anh/chị h ã y chọn mẫu khác với mẫu chuẩn và nhận diện bằng cách đánh d ấ u X vào ô tương ứng. Khay mẫu REF 795 168 Ch ỉ ra mẫu khác mẫu chuẩn □ □ □ Ghi chú ____________________________________ ____________________________________ ____________________________________ Nếu anh/chị có nhận xét về lý do lựa chọn hoặc v ề đặc t í nh của mẫu, anh/chị có th ể nêu trong ph ầ n Ghi chú. Hình B.4 - Ph iế u trả lời đ ố i với Ví dụ 2 B.3 V í dụ 3: Khoảng tin cậy của phép thử hai-ba B. 3.1 Cơ sở Nếu có yêu cầu, chuyên gia cảm quan có th ể tính khoảng tin cậy trên t ỷ lệ của tập hợp người thử có thể phân biệt mẫu. Công thức t í nh dưới đây, trong đó x là số câu trả lời đúng và n là tổng số người thử: - ( tỷ lệ đúng) = x/n - (t ỷ lệ có thể phân biệt) = 1,5 - 0,5 - s d (độ lệch chuẩn của ) = - giới hạn tin cậy trên = + z α s d - giới hạn tin cậy dưới = - z α s d trong đó z α là giá trị t ớ i hạn của phân phối chuẩn. Đối với khoảng tin cậy 90%, z α = 1,28; đối với khoảng tin cậy 95%, z α = 1,64 và đối với khoảng tin cậy 99%, z α = 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: - p c (tỉ lệ đúng) = 25/51 = 0,49 - (t ỷ lệ có thể ph â n biệt) = 2 x 0,49 -1 = - 0,02 - s d (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 tư ở ng 95% rằng t ỷ lệ thực sự của tập hợp người thử c ó 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, p d = 0% nằm trong khoảng tin cậy và do đó nhận giá trị dương, điều này dẫn đến kết luận r ằ ng không có sự khác biệt cảm nhận được giữa các mẫu. Tóm lại, khoảng tin cậy cho phép với sai số 5% đối với c ả gi ớ i hạn trên và giới hạn dưới, do vậy chuyên gia cảm quan có thể tin tư ở ng 90% rằng tỉ lệ thực người t hử có thể phân biệt nằm trong khoảng từ 0% đến 2 1 %. Tùy vào mục tiêu của nghiên cứu, chuyên gia cảm quan có thể chọn sử dụng giới hạn tin cậy trê n 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 k ê học - Từ vựng và ký hiệu - Phần 1: Thuật ngữ chung về thống kê và thuật ngữ dùng trong xác su ấ t [2] TCVN 11184(1804120), Phân tích c ả m quan - Phương pháp luận - Phép thử tam giác [3] ISO 6658, Sensory analysis - Methodology - General gui d ance [4] ISO 8586-1, Sensory ana l ysis - 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 - Par t 2: Experts [6] BROCKHOFF, P.B. and SCH LI CH, P. Handling replications in discrimination tests . Food Quality and Pre f erence , 9 (5), 1998, pp. 303-312 [7] ENNIS, D.M. And BI, J. The Beta-Binomial Model: Accounting for Inter-tria l Variation in Rep l icate d Difference and Pre f erence Tests. Jou rn al of Sensory Studies, 13 (4), 1998, pp. 389-412 [8] FRIJTERS, J.E.R. Three-Stimulus Procedure in Ol f actory Psycholophysics: An Experimental Comparison of Thurstone-Ura and Three-Alte rn ative Forced-Choice Models of Signal Detection Theory. Perception & Psychophysics, 28 (5), 1980, pp. 390-397 [9] KUNERT, J. AND MEYNERS, M. On the triang l e test with replications. Food Quality and Pre f erence, 10 , 1999 [10] KUNERT, J. On repeated difference testing. Food Quality and Pre f erence, 12, 2001, pp 385-391 [11] MEILGAARD, M., CIVILLE, G.V., CARR, B.T. Sensory Eva l uation Techniques , 2nd E d ition, CRC Press, Inc., Boca Raton, FL, 1991, p. 338 [12] SCHLICH, P. Risk Tab l es for Discrimination Tests. Food Quality and Pre f erence, 4, 1993, pp. 141-151 *) ISO 5492:1992 đ ã được hủy bỏ , phiên bản hiện hành là ISO 5492:2008 đ ã được chấp nh ậ n thành TCVN 11182:2015 (ISO 5492:2006), Ph â n tích cảm quan - Thuật ngữ và định nghĩa . **) I SO 8589:1988 đã được hủy b ỏ , phiên bản hiện hành là ISO 8589:2007. 1) Trong tiêu chu ẩ n này, "t ương tự" không c ó nghĩa l à " đồng nh ất" . " Tương t ự " nghĩa l à hai sản phẩm phù hợp đ ể c ó th ể ho á n đ ổ i. Không thể xác nhận hai sản phẩm là đồng nh ất . Tuy nhiên, c ó th ể ch ứ ng minh rằng bất k ỳ sự khác biệt giữa hai s ả n phẩm là quá nhỏ , không c ó ý nghĩa thực tế. 2) Trong tiêu chuẩn này, t ỷ l ệ câu trả lời đ ú ng, p c được t í nh p c = p d + (1 - p d )/2, trong đó p d là t ỷ lệ người thử c ó thể phân biệt hai sản phẩm. Có thể áp dụng mô hình đo nghiệm tâm th ần đối với quá trình ra quy ế t đ ị nh của người thử như mô h ì nh Thurstone-Ura (xem [8]) trong phép thử hai-ba.