TCVN11183:2015

Tiêu chuẩn quốc gia TCVN 11183:2015 (ISO 8587:2006 with amendment 1:2013) về Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Xếp hạng TIÊU CHUẨN QUỐC GIA TCVN 11183:2015 ISO 8587:2006 WITH AMENDMENT 1:2013 PHÂN TÍCH CẢM QUAN - PHƯƠNG PHÁP LUẬN - XẾP HẠNG Sensory analysis -- Methodology -- Ranking Lời nói đầu TCVN 11183:2015 hoàn toàn tương đương với ISO 8587:2006 và bản sửa đổi 1:2013; TCVN 11183:2015 do Ban kỹ thuật tiêu chuẩn quốc gia TCVN/TC/F13 Phương ph á p phân tích và lấy mẫu biên soạn, Tổng cục Tiêu chuẩn Đo lường Chất lượng thẩm định, Bộ Khoa học và Công nghệ công bố. PHÂN TÍCH CẢM QUAN - PHƯƠNG PHÁP LUẬN - XẾP HẠNG Sensory analysis - Methodology - Ranking 1 Phạm vi áp dụng Ti ê u chuẩn này quy định phương pháp đánh giá cảm quan với mục tiêu sắp xếp dãy mẫu thử theo thứ tự. Phương pháp này cho phép đánh giá sự khác biệt giữa một số mẫu dựa trên cư ờ ng độ của một thuộc t í nh đơn l ẻ , của một số thuộc tính 1) hoặc của một cảm giác tổng thể. Phương pháp n à y đ ư ợc dùng để xác định sự khác biệt nếu có, nhưng không thể xác định mức độ của sự khác biệt giữa các mẫu. Phương pháp này thích hợp trong các trường hợp sau: a) đánh giá năng lực của người thử cảm quan 1) huấn luyện người thử; 2) xác định ngư ỡ ng cảm nhận của các cá nhân hay của cả nhóm; b) đánh giá sản phẩm 1) sắp xếp sơ bộ mẫu i) theo một tiêu chí mô tả, ii) theo thị hiếu; 2) xác định ảnh hưởng đến các mức cường độ của một hoặc nhiều ch ỉ tiêu (ví dụ như thứ tự của độ pha loãng, ảnh hư ở ng của nguyên liệu thô, của phương thức sản xuất, đóng gói hoặc bảo quản) i) theo một tiêu chí mô t ả , ii) theo thị hiếu; 3) xác định thứ tự ưu tiên trong phép thử th ị hiếu toàn diện. 2 Tài liệu viện dẫn Các t à i liệu viện dẫn sau rất cần thiết cho việc áp d ụng tiêu chuẩn này. Đối với các tài liệu viện dẫn ghi năm công bố thì áp dụng phiên bản được nêu. Đối với các tài liệu viện dẫn không ghi năm công bố th ì áp dụng phiên bản mới nhất, bao gồm c ả các s ử a đ ổ i, bổ sung (nếu có). TCVN 8244-1 (ISO 3534-1), Thống k ê học - Từ vựng và k í hiệu - Phần 1: Thuật ngữ chung về thống kê và thuật ngữ dùng trong xác su ấ t TCVN 11182 (ISO 5492), Phân t í ch cảm quan - Thuật ngữ và định nghĩa ISO 6658, Sensory analysis - Methodology - General guidance (Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Hướng dẫn chung) ISO 8586-1:1993 *) , Sensory analysis - General guidance for the se l ection, training an d monitoring of assessors - Part 1: Selecte d assessors (Ph â n tích cảm quan - Hướng d ẫ n chung đối với việc lựa chọn, hu ấ n luyện và giám sát người th ử - Phần 1: Người th ử được lựa chọn) ISO 8586-2 *) , Sensory analysis - General guidance for the selection, training and monitoring of assessors - Part 2: Experts (Phân tích cảm quan - Hướng dẫn chung đối với việc lựa chọn, huấn luyện và giám s á t người thử- Phần 2: Chuyên gia) ISO 8589, Sensory analysis - General gui d ance for the design of test rooms (Ph â n tích cảm quan - Hướng dẫn chung đối với việc thiết kế phòng thử nghiệm) ISO 11035, Sensory analysis - Identi f ication and selection of descr i ptors for establishing a sensory pro f ile by a mu l tidimensional approach (Ph â n tích cảm quan - Xác định và lựa chọn các thuật ngữ mô t ả đối với việc thiết lập đặc tính cảm quan theo cách tiếp cận đa chiều) ISO 11036, Sensory analysis - Methodology - Texture pro f ile (Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Đặc t í nh cấu trúc) 3 Thuật ngữ và định nghĩa Trong tiêu chuẩn này, áp dụng các thuật ngữ và định nghĩa nêu trong TCVN 11182 (ISO 5492) và TCVN 8244-1 (ISO 3534-1). 4 Nguyên tắc Người thử nhận đồng thời ba mẫu hoặc nhiều hơn theo thứ tự ngẫu nhiên. CHÚ THÍCH: Đối với việc xếp hạng hai m ẫ u th ì phương ph á p so sánh cặp đ ô i theo mô tả trong TCVN 4831 (ISO 5495) [1] thường được chọn hơn. Người thử được yêu cầu xếp hạng các mẫu theo các tiêu ch í cụ thể: tiêu ch í một chiều (nghĩa là thuộc tính cụ thể hoặc đặc tính cụ thể của một thuộc tính) hoặc cường độ toàn phần (cảm giác tổng thể). Xác định thứ tự tổng th ể và thực hiện so sánh thống kê. 5 Điều kiện thử nghiệm chung Khi có thể, t ham chi ế u các ti ê u chu ẩ n (xem ISO 6658) mô tả phương pháp lấy m ẫ u, phòng thử nghiệm (xem ISO 8589) và thiết bị, dụng cụ. Khi chuẩn bị mẫu thử, cần xem xét các điểm quan trọng sau đây: a) việc chuẩn bị, mã hóa và trình bày mẫu thử; b) số lượng các mẫu c ó thể so sánh được một cách đáng tin cậy [ xác định dựa trên bản ch ấ t của s ả n ph ẩ m (các hiệu ứng bão hòa cảm giác)] và thiết k ế được chọn; số lượng mẫu phải được lấy dựa trên: 1) loại sản phẩm [ví dụ: người thử được lựa chọn (ISO 8586-1) hoặc chuyên gia (ISO 8586-2) c ó thể đ á nh giá đến 15 mẫu đơn giản, trong khi người tiêu dùng chỉ có thể đánh giá tối đa 03 mẫu sản ph ẩ m hăng/chát, cay hoặc ch ứ a hàm lượng chất béo cao], và 2) tiêu chí đánh giá (v í d ụ: vị ngọt thì ít bão hòa hơn vị đắng); c) độ chiếu sáng đối với các mẫu. 6 Người thử 6.1 Trình độ Trình độ của người thử phụ thuộc v à o mục tiêu của phép thử ( xem Phụ lục A). Tất c ả người thử tốt nhất nên có cùng trình độ, mức này được chọn dựa theo mục đích của phép thử: a) người thử được lựa chọn hoặc chu y ên gia, để: 1) huấn luyện người thử, 2) đánh giá dựa t rên tiêu chí mô t ả , ví dụ xác định nhanh tác động của mức cường độ của một hoặc nhiều chỉ tiêu (ví dụ: thứ tự độ pha loãng, ảnh hưởng của nguyên liệu thô, của phương pháp sản xuất, đóng g ó i hoặc b ả o quản), 3) xác định ngư ỡ ng cảm nhận của các cá nhân hoặc của nhóm; b) người thử chưa qua huấn luyện hoặc người tiêu dùng, đã được huấn luyện về phương pháp: 1) để thực hiện phép thử thị hiếu ưu ti ê n, 2) khi sắp xếp sơ bộ các m ẫ u (để lựa chọn một vài sản ph ẩ m từ số lượng lớn sản phẩm, như là phép thử sơ bộ). Các điều kiện mà người thử phải tuân thủ được nêu trong ISO 6658, ISO 8586-1 và ISO 8586-2. Người thử phải được huấn luyện về quy trình xếp hạng và các từ mô tả được chọn để sử dụng. 6.2 S ố lượng người thử S ố lượng người thử phụ thuộc vào mục tiêu của phép thử (xem Phụ lục A). Khi kiểm tra năng lực của người thử, huấn luyện người thử hoặc xác định ngư ỡ ng cảm giác của các cá nhân hay các nhóm th ì không yêu cầu số lượng tối thiểu hay tối đa. Đ ố i với đánh giá mô tả sản phẩm, số lượng ngưởi thử tối thiểu được xác định qua mức độ của rủi ro thống kê chấp nhận được và phải phù hợp với ISO 11035 hoặc ISO 11036, tốt nh ấ t chọn lấy từ 12 đến 15 người thử. Đối với xác định thứ tự ưu tiên trong phép thử th ị hiếu, số lượng người thử tối thiểu được xác định qua mức độ r ủ i ro thống kê chấp nhận được, ví dụ tối thiểu 60 người thử cho mỗi nh ó m người tiêu d ùng. Đối với phân tích thống kê các kết quả, khi các yếu tố khác là tương đương (v í dụ: các điều kiện thử nghiệm, trình độ của người thử), số lượng người thử càng lớn thì xác suất phát hiện các sai khác có tính hệ thống càng lớn khi xếp hạng các sản ph ẩ m. 6.3 Thảo luận sơ bộ Người thử phải được thông báo về mục đích của phép thử, nghĩa là việc xếp hạng các mẫu thử. Nếu cần, có thể thực hiện một minh họa của quy trình xếp hạng. Trong phép thử này, điều quan trọng l à đ ả m b ả o tất cả người thử đều có nhận thức chung về các tiêu chí của phép thử. Việc thảo luận sơ bộ không được tác động đến kì vọng của những người thử. 7 Cách tiến hành 7.1 Trình bày m ẫ u Các mẫu phải được trình b à y sao cho người thử không thể đưa ra kết luận về mẫu. Chuẩn b ị mẫu ngoài tầm nhìn của người thử và theo cách thống nhất: cùng thi ế t bị, d ụng cụ, cùng lượng sản phẩm, cùng nhiệt độ và cùng cách trình bày. T ấ t cả sự khác biệt không thích hợp giữa các mẫu phải được che giấu để tránh tác động đến việc xếp hạng. Nên trình bày mẫu ở nhiệt độ sử dụng sản phẩm. Dụng cụ đựng mẫu được nhận dạng bởi tổ hợp 3 chữ số, các số này được chọn ngẫu nhiên và khác nhau giữa các mẫu trong một buổi đánh giá (và tốt nhất là khác nhau giữa những người thử). Việc trình bày phải tính đến thiết kế đã chọn. Trong một thiết kế “kh ố i hoàn c h ỉ nh ” , mỗi người thử xếp hạng tất cả các mẫu. Đây là quy trình thư ờ ng được chọn. Nhưng nếu số lượng mẫu hoặc bản chất của mẫu d ẫn đến việc không thể xếp hạng tất c ả các mẫu thì có thể sử dụng thiết kế “khối không ho à n chỉnh đã cân bằng ” . Trong trường hợp đó, c ầ n đảm bảo rằng mọi người thử hoàn thành phần c ô ng việc nêu trong thiết kế và không b ỏ qua bất kì đánh giá nào. Đối với thiết kế khối không hoàn chỉnh đã cân bằng, mỗi người thử được giới thiệu một tập con các mẫu theo thứ tự ngẫu nhiên (xem ví dụ trong Phụ lục C). CHÚ THÍCH: Việc sử dụng một khối không hoàn c h ỉ nh đ ã c â n b ằ ng ch ỉ khả thi nếu trong thực t ế tồn t ại dao động khối. Vì vậy, cần t ì m được tài liệu về khối xác đ ị nh trước, v í dụ Tài liệu tham khảo [5 ] trong Thư mục tài liệu tham khảo. Mỗi n gười thử được giới thiệu k trong số p mẫu ( k <> ). Tập con k m ẫ u được xác định sao cho khi một phần tử thuộc thiết kế khối không hoàn ch ỉ nh đã cân bằng, mỗi mẫu được đánh giá bởi n trong số j người thử ( n <> ) và mỗi cặp mẫ u được đánh giá bởi g người thử. Có thể cần lặp lại toàn bộ thiết kế khối không hoàn ch ỉ nh đã cân b ằ ng vài lần để đạt được mức trung bình về độ nhạy trong phép xác định. Số lần lặp lại được kí hiệu là r . Tổng cộng, mỗi mẫu được đánh giá bởi r x n người thử và mỗi cặp mẫu được đánh giá bởi r x g người thử. 7.2 Mẫu chuẩn Có thể dùng mẫu chuẩn. Khi đó, các mẫu chu ẩ n được bố trí lẫn trong dãy mẫu thử. 7.3 Kỹ thuật thử nghiệm Tất cả người thử phải thực hiện trong cùng điều kiện thử nghiệm. Người thử sẽ đánh giá mẫu được trình bày theo thứ tự ngẫu nhiên v à xếp chúng theo thứ tự với thuộc tính định sẵn. Hướng dẫn người thử tránh đồng nhất các thứ hạng 2) . Nếu một người thử không thể phân biệt hai hoặc nhiều mẫu thì hướng d ẫ n người thử xếp các mẫu theo thứ tự và ghi lại các mẫu không th ể phân biệt trong phần ghi ch ú của phiếu tr ả lời. Việc bố trí mẫu không được gây nê n hiện tượng thích nghi cảm giác và các sản ph ẩ m đ ủ ổn định, có thể cần hướng dẫn mỗi người thử thực hiện xếp hạng sơ bộ, sau đó khẳng định lại thứ tự này bằng cách đánh giá lại các mẫu theo thứ tự xếp hạng. Một thuộc tính đơn phải được đánh giá bởi một phép thử riêng. Nếu cần thông tin về việc xếp hạng nhiều thuộc tính th ì mỗi thuộc tính phải được đánh giá bằng một phép thử riêng. 7.4 Phiếu trả lời Ví dụ về phiếu tr ả lời được nêu trong Phụ lục D. M ã s ố m ẫ u không nên thể hiện trong phiếu trả lời trắng trong trường hợp vị tr í của chúng ảnh hưởng đến k ỳ vọng của người thử về thứ t ự xếp hạng. Các thứ tự được gán cho các mẫu đơn lẻ phải được người thử ghi lại vào phiếu trả l ờ i. Tùy theo mục đích của phép thử và tùy thuộc mẫu thử, có thể cần ghi lại các thông tin b ổ sung vào phiếu trả lời cụ thể. 8 Biểu thị và diễn giải kết quả 8.1 Tổng hợp k ế t qu ả và tính thứ h ạ ng chung B ả ng 1 minh họa cho việc xếp hạng một thuộc tính bởi bảy người thử trên bốn mẫu. Nếu thực hiện xếp hạng liên quan đến nhiều thuộc tính thì cần lập bảng riêng cho từng thuộc tính. Nếu có thứ hạng đồng nhất th ì ghi lại thứ hạng trung b ì nh của mẫu bị đồng nhất. Trong B ả ng 1, người thử số 2 đã gán cùng thứ hạng cho mẫu B và mẫu C . Người thử số 3 đã gán cùng thứ hạng cho mẫu B, mẫu C v à mẫu D. Nếu dữ liệu kh ô ng bị s ó t và nếu thứ hạng bị đồng nhất được tính đúng thì các hàng sẽ có cùng tổng. Thứ hạng chung đối với mỗi mẫu thu được bằng cách b ổ sung thứ hạng trong mỗi cột. Các tổng thứ hạng cho thấy tính đồng nhất của thứ hạng được gán bởi toàn bộ nh ó m người thử. N ế u tương thích th ì các tổng thứ hạng sẽ rất khác nhau, nhưng nếu không tương thích thì các tổng thứ hạng sẽ t ương tự nhau. 8.2 Ph â n tích th ố ng kê và diễn giải Kiểm định thống kê được chọn phụ thuộc vào mục đích của phép thử (xem Phụ lục A). 8.2.1 Xác định năng lực cá nhân: hệ số tương quan Spearman Đ ể xác định sự thống nhất giữa hai thứ tự xếp hạng (ví dụ: việc xếp hạng giữa hai người thử hoặc thứ tự xếp hạng của một người thử và thứ tự dự đoán qua thông tin về mẫu), hệ số tương quan Spearman, r s , có thể tính như sau: trong đó: p là số lượng sản phẩm được xếp hạng; d i là chênh lệch giữa hai thứ hạng của mẫu th ử i . Nếu giá trị của hệ số tương quan S pearman gần sát với +1 th ì có sự thống nhất cao giữa hai thứ tự xếp hạng. Nếu giá trị này gần b ằ ng 0 thì các thứ hạng đó không liên quan với nhau. Nếu giá trị nêu trên gần sát với -1 thì các thứ tự x ế p hạng rất không thống nhất . Cần xem xét khả năng một người thử hiểu sai hướng dẫn và xếp mẫu theo thứ tự ngược với chủ tâm của họ. Giá trị tới hạn của r s cần xác định nếu sự tương quan quan sát được là đáng kể, được nêu trong Bảng 2. 8.2.2 Xác định năng lực nhóm trong tr ườ ng hợp th ứ tự mẫu dự tính t rước hoặc khẳng định thứ tự mẫu dự tính trước: Ki ể m định Page [3] Phép phân tích này có thể dùng để xác định liệu hội đồng đánh giá c ó thống nhất, hoặc có thể c ả m nh ậ n được, với thứ hạng theo một số tính chất mà tập hợp mẫu đã biết hoặc được dự báo s ẽ có. Nếu Γ 1 ... , Γ p là t ổ ng thứ hạng lý thuyết của p mẫu trong thứ tự dự tính trước, giả thuyết không về sự không khác biệt giữa các mẫu có thể được viết thành: H 0 : Γ 1 =... = Γ p Giả thuyết thay thế là: H 1 : Γ 1 ≤ ... ≤ Γ p , trong đó ít nhất một bất đẳng thức là đúng. Đối với mọi sản phẩm, tổng thứ hạng R 1 , .... R p được tính (trong đó R 1 là tổng thứ hạng của mẫu đầu tiên trong thứ tự xếp hạng đ ã biết, và tiếp tục đến R p đối với m ẫ u cuối cùng của th ứ tự đã biết). Để kiểm tra gi ả thuyết không, H 0 , tính hệ số Page L : L = R 1 + 2 R 2 + 3 R 3 + ... + p · R p Hệ số này l à cao nhất nếu xếp hạng lý thuyết của các sản phẩm là tái lập bởi những người thử. Trong trường hợp các thiết kế khối hoàn ch ỉ nh, so sánh L với các giá trị tới hạn trong Bảng 3, tương ứng với số lượng người thử, số lượng mẫu và r ủ i ro đ ã chọn, đối với α = 0,05 hoặc α = 0,01. - Nếu L nhỏ hơn giá tr ị tra bảng th ì tìm thấy sự khác biệt giữa các s ả n ph ẩ m. - Nếu L bằng hoặc lớn hơn giá trị tra bảng th ì c ó sự khác biệt đáng kể giữa các tổng thứ hạng của các s ả n ph ẩ m. H 0 không được chấp nhận và H 1 được chấp nhận. K ế t luận r ằ ng người thử có xu hướng xếp hạng mẫu theo thứ tự định trước. Nếu số lượng người thử hoặc số lượng mẫu không tra được từ Bảng 3 , tính: trong đó: p l à s ố lượng sản phẩm được xếp hạng; j là số lượng người thử. Số lượng này xấp x ỉ phân bố chuẩn. H 0 không được ch ấ p nhận nếu L’ ≥ 1,64 ( ở mức rủi ro 0,05) hoặc L ’ ≥ 2,33 ( ở mức rủi ro 0,01) (xem Bảng 3). Trong trường hợp các thiết k ế khối không hoàn chỉnh c â n bằng, tính: trong đ ó : p l à tổng số lượng sản phẩm được xếp hạng; k là số lượng sản phẩm được từng người thử xếp hạng; j là số lượng người thử. Số lượng này cũng x ấ p x ỉ phân bố chuẩn. H 0 không được chấp nhận nếu L ’ ≥ 1,64 (ở mức rủi ro 0,05) hoặc L ’ ≥ 2,33 ( ở mức rủi ro 0,01) (xem Bảng 3). Do trong giả thuyết H 0 các tổng thứ hạng lý thuyết l à bằng nhau, kết qu ả đáng kể không cho biết tất c ả sự khác biệt giữa các mẫu là nhận biết được, duy ch ỉ có sự khác biệt giữa ít nhất một cặp mẫu được nhận biết nh ấ t quán trong thứ tự đ ã dự đoán. 8.2.3 So sánh các sản phẩm khi chưa có thứ tự giả đ ị nh Kiểm định Friedman (Phân tích phương sai bằng cách xếp hạng) [2] là phương tiện tốt nhất để minh chứng nhận thức của những người thử về sự khác biệt giữa các mẫu. 8.2.3.1 Ki ể m định kh i có sự khác biệt giữa ít nh ấ t hai s ả n ph ẩ m Kiểm định n à y áp dụng khi j người thử cùng xếp hạng p sản phẩm. Tính thứ hạng của các tổng R 1 , R 2 , …, R p của p mẫu thông qua j người thử. Nếu Γ 1 , …, Γ p là th ứ tự lý thuyết của các tổng của p mẫu th ì giả thuyết không về sự không khác biệt giữa các mẫu có thể biểu thị như sau: H 0 : Γ 1 = ... = Γ p Giả thuyết thay thế là không phải tất c ả các tổng thứ hạng của tập hợp đ ề u bằng nhau. Đối với các thiết kế kh ố i hoàn chỉnh, giá trị kiểm định F riedman l à : F thử = trong đó R i là t ổ ng thứ hạng của sản phẩm thứ i . Nếu F thử > F thì từ Bảng 4 xem xét số người thử, số s ả n phẩm và rủi ro được chọn, H 0 b ị bác bỏ. Kết luận l à có sự khác biệt giữa thứ tự xếp hạng của các sản ph ẩ m. Đối với các thiết k ế khối không hoàn chỉnh đã cân bằng: F thử = trong đó: R i là tổng thứ hạng của sản ph ẩ m i ; r là số lần lặp lại của thiết kế khối không hoàn c h ỉ nh đã c â n bằng cơ bản; k là số mẫu mà mỗi người thử xếp hạng; n là số lần mà mỗi mẫu được đánh giá trong thiết kế khối không hoàn chỉnh đ ã cân bằng cơ bản; g là số l ầ n m ỗ i cặp mẫu được đánh giá cùng nhau trong thiết kế khối không hoàn chỉnh đ ã cân b ằ ng cơ bản. Nếu F t hử > F thì từ Bảng 4 xem xét số người thử, s ố sản phẩm và rủi r o lựa chọn, H 0 bị bác b ỏ . Kết luận l à có sự khác biệt giữa thứ tự xếp hạng của các sản phẩm. Nếu số mẫu hoặc s ố người thử không tra được trong B ả ng 4 thì t í nh các giá trị tới hạn b ằ ng cách lấy x ấ p x ỉ từ xử lý F thử vì c 2 với p - 1 bậc tự do, trong đó p là số sản ph ẩ m. Giá trị tới hạn của c 2 được tra từ B ả ng 5. 8.2.3 . 2 Ki ể m định đối với các sản phẩm có sự khác biệt đáng kể so v ớ i các sản phẩm khác Nếu kiểm định Friedman cho phép kết luận rằng có sự khác biệt nhất quán giữa các thứ tự xếp hạng sản phẩm th ì tính ch ỉ số khác biệt có ý nghĩa nhỏ nhất (LSD) ở mức r ủ i ro lựa chọn ( α = 0,05 hoặc α = 0,01) đ ể xác định những sản ph ẩ m nào khác biệt có nghĩa. Khi xem xét mức α (mức ý nghĩa, hoặc rủi ro của việc kết l uận rằng không có sự khác biệt), phải chọn một trong hai cách tiếp cận sau đây: a) Nếu mức rủi ro áp dụng đ ố i với mỗi cặp riêng lẻ thì rủi ro liên quan đến α . Ví dụ: với r ủ i ro α = 0,05 (nghĩa là rủi ro 5 %) thì trong công thức tính LSD, giá trị của z (tương ứng với xác suất chu ẩ n hai phía của α ) là 1,96. Trường hợp này l à rủi ro riêng l ẻ . Nếu rủi ro đối với mỗi cặp là α thì có một rủi ro đối với việc gán sai khác biệt đ á ng kể đối với một hoặc nhiều cặp trong thí nghiệm tổng thể, rủi ro này lớn hơn nhiều so với α. b) Nếu rủi ro α áp dụng đối với thí nghiệm tổng thể thì rủi ro liên quan đến mỗi cặp sản ph ẩ m là α ’, trong đó α ’ = 2 α / [ p ( p - 1)]. V í dụ: khi p - 8, ở mức rủi ro α = 0,05 thì α ’ = 0,001 8 và khi đó z (tương ứng với xác suất chuẩn hai phía của α ’) l à 2,91. Đây là th í nghiệm đúng hay là rủi ro tổng thể. Trong hầu hết các trường hợp, điểm thứ hai nêu trên, tức l à r ủ i ro thí nghiệm đúng, hầu như đều liên quan đến các quyết định thực tế về sản phẩm. Đối với các thiết kế khối hoàn chỉnh: Đối với các thiết k ế khối không ho à n ch ỉ nh đã cân bằng: N ế u khác biệt quan sát được giữa các tổng thứ hạng của hai sản phẩm b ằ ng hoặc lớn hơn LSD thì kết luận rằng hai sản phẩm có thứ hạng khác nhau đáng kể. Nếu khác biệt quan sát được là nhỏ hơn LSD thì hai sản phẩm không có thứ hạng khác biệt đáng kể. 8.2.4 X ếp hạng đ ồ ng nh ấ t Nếu hai hoặc nhiều hơn hai thứ hạng là trùng nhau th ì F trong các thiết k ế kh ố i hoàn chỉnh được thay bằng F ’: trong đó: E là giá trị thu được như sau: Đặt n 1 , n 2 , …, n k là số thứ hạng trùng nhau trong mỗi nhóm th ứ hạng đồng nh ấ t: V í dụ: trong Bảng 1 có hai nhóm thứ hạng đồng nhất: - nhóm thứ nhất bắt đầu từ người thử 2 (hai mẫu B và C là đồng nhất vì n 1 = 2); - nhóm thứ hai bắt đầu t ừ người thử 3 (ba mẫu B, C và D l à đồng nhất v ì n 2 = 3). Do đ ó : E = (2 3 - 2) + (3 3 - 3) = 6 + 24 = 30 Vì j = 7 và p = 4, thực hiện kiểm định, có F được tính, sử dụng giá trị: Sau đó so sánh F với các giá trị tới hạn trong Bảng 4 và Bảng 5. 8.2.5 So s á nh hai sản phẩm: Kiểm định d ấ u Trong trường hợp đặc biệt chỉ xếp hạng hai sản phẩm, có thể s ử dụng kiểm định dấu. CHÚ TH Í CH : Trong tr ư ờng hợp này, phép thử so sánh cặp đ ô i [ TCVN 4831 (ISO 5495)] là phép t h ử thích hợp hơn. Khi có hai sản phẩm A và B, nếu k A là số cách sắp xếp sản phẩm A ở thứ hạng đầu tiên và k B là số cách sắp xếp sản phẩm B ở thứ hạng đầu tiên, đặt k nhỏ hơn k A hoặc k B . Tất c ả kết quả “không khác biệt ” sẽ được b ỏ qua. Giả thuyết không l à : H 0 : K A = K B trong đó K A và K B là số lần lý thuyết mà các sản phẩm A và B được xếp ở vị trí đầu trong to à n bộ mẫu. (“Giả thuyết không” phát biểu rằng A và B được xếp hạng như nhau trong toàn bộ mẫu.) Gi ả thuyết thay thế là: H 0 : K A ≠ K B (“Gi ả thuyết thay thế” phát biểu rằng A và B được xếp hạng khác nhau trong toàn bộ mẫu.) Nêu k nh ỏ hơn giá trị tới hạn trong Bảng 6 đối với lượng đánh gi á thực tế, H 0 bị bác b ỏ và có th ể kết luận r ằ ng A và B có thứ hạng khác nhau đáng kể. 9 Báo cáo thử nghiệm Báo cáo thử nghiệm ph ả i bao gồm các thông tin sau: a) mục đích của phép thử; b) mọi thông tin cần thiết để nhận diện đầy đủ về mẫu thử 1) số lượng mẫu, 2) mẫu chuẩn, nếu sử dụng; c) các thông số thử đã được chấp nhận 1) số lượng người thử và năng lực của họ, 2) môi trường thử nghiệm, 3) các điều kiện vật liệu; d) các kết qu ả thu được, cùng với phần diễn giải thống kê; e) viện d ẫn tiêu chuẩn này; f) những sai lệch so với tiêu chuẩn này; g) tên của người giám sát phép thử; h) ngày và thời điểm thực hiện phép thử. B ả ng 1 - Tổng hợp kết quả và tính tổng thứ hạng Người thử Mẫu T ổ ng thứ hạng A B C D 1 2 3 4 5 6 7 1 4 1 1 3 2 2 2 1,5 3 3 1 1 1 3 1,5 3 4 2 3 4 4 3 3 2 4 4 3 10 10 10 10 10 10 10 T ổ ng thứ hạng đối với mẫu 14 12,5 20,5 23 70 CHÚ THÍCH: Do mỗi người thử được ấ n định cùng bộ thứ hạng n ê n t ổ ng các hàng là như nhau và b ằ ng 0,5 x p ( p +1), trong đó p l à số lượng mẫu. B ả ng 2 - Giá trị tới hạn đối với hệ s ố tương quan Spearman Số l ượ ng mẫu Mức ý nghĩa ( α ) α = 0,05 α = 0,01 6 0,886 — 7 0,786 0,929 8 0,738 0,881 9 0,700 0,833 10 0,648 0,794 11 0,618 0,755 12 0,587 0,727 13 0,560 0,703 14 0,538 0,675 15 0,521 0,654 16 0,503 0,635 17 0,485 0,615 18 0,472 0,600 19 0,460 0,584 20 0,447 0,570 21 0,435 0,556 22 0,425 0,544 23 0,415 0,532 24 0,406 0,521 25 0,398 0,511 26 0,390 0,501 27 0,382 0,491 28 0,375 0,483 29 0,368 0,475 30 0,362 0,467 B ả ng 3 - Các giá trị tới hạn của kiểm định Page trong trườ ng hợp thiết kế khối hoàn ch ỉ nh Số ng ườ i thử Số l ượ ng mẫu (hoặc sản phẩm ) p 3 4 5 6 7 8 3 4 5 6 7 8 Mức ý ngh ĩ a α = 0,05 Mức ý nghĩa α = 0,01 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 91 104 116 128 141 153 165 178 190 202 215 227 239 251 189 214 240 266 292 317 343* 368* 394* 420* 445* 471 * 496* 522* 338 384 431 477 523 570 615* 661* 707* 754* 800* 846* 891* 937* 550 625 701 777 852 928 1003* 1078* 1153* 1228* 1303* 1378* 1453* 1528* 835 950 1065 1180 1295 1410 1525* 1639* 1754* 1868* 1982* 2097* 2217* 2325* 1204 1371 1537 1703 1868 2035 2201* 2367* 2532* 2697* 2862* 3028* 3193* 3358* 93 106 119 131 144 156 169 181 194 206 218 231 243 256 193 220 246 272 298 324 350* 376* 402* 427* 453* 479* 505* 531* 346 393 441 487 534 584 628* 674* 721* 767* 814* 860* 906* 953 * 563 640 717 793 869 946 1022* 1098* 1174* 1249* 1325* 1401* 1476* 1552* 855 972 1088 1205 1321 1437 1553* 1668* 1784* 1899* 2014* 2130* 2245* 2360* 1232 1401 1569 1736 1905 2072 2240* 2407* 2574 * 2740* 2907 * 3073* 3240 * 3406* CHÚ TH Í CH: Các gi á trị được đánh dấu sao (*) l à các giá t rị tới hạn , được t í nh b ằ ng phư ơ ng pháp x ấ p x ỉ , sử dụng phân ph ố i chuẩn. Bảng 4 - Các giá trị tới hạn ( F ) đối với kiểm định Fr i edman (mức rủi ro 0,05 và 0,01) [6] Số người thử Số l ư ợng mẫu (hoặc sản phẩm) p 3 4 5 6 7 3 4 5 6 7 Mức ý nghĩa α = 0,05 Mức ý nghĩa α = 0,01 7 7,143 7,8 9,11 10,62 12,07 8,857 10,371 11,97 13,69 15,35 8 6,250 7,65 9,19 10,68 12,14 9,000 10,35 12,14 13,87 15,53 9 6,222 7,66 9,22 10,73 12,19 9,667 10,44 12,27 14,01 15,68 10 6,200 7,67 9,25 10,76 12,23 9,600 10,53 12,38 14,12 15,79 11 6,545 7,68 9,27 10,79 12,27 9,455 10,60 12,46 14,21 15,89 12 6,167 7 , 70 9,29 10,81 12,29 9,500 10,68 12,53 14,28 15,96 13 6,000 7,70 9,30 10,83 12,37 9,385 10,72 12,58 14,34 16,03 14 6,143 7,71 9,32 10,85 12,34 9,000 10,76 12,64 14,40 16,09 15 6,400 7,72 9,33 10,87 12,35 8,933 10,80 12,68 14,44 16,14 16 5,99 7,73 9,34 10,88 12,37 8,79 10,84 12,72 14,48 16,18 17 5,99 7,73 9,34 10,89 12,38 8,81 10,87 12,74 14,52 16,22 18 5,99 7,73 9,36 10,90 12,39 8,84 10,90 12,78 14,56 16,25 19 5,99 7,74 9,36 10,91 12,40 8,86 10,92 12,81 14,58 16,27 20 5,99 7,74 9,37 10,92 12,41 8,87 10,94 12,83 14,60 16,30 ¥ 5,99 7,81 9,49 11,07 12,59 9,21 11,34 13,28 15,09 16,81 CHÚ THÍCH 1: Giá trị F c ó thể ch ỉ l à các giá trị gián đoạn, t í nh gián đoạn sẽ r ấ t r õ rệt đối với các giá trị j và p nh ỏ . Do đó, không thể thu được các giá trị tới hạn tương ứ ng ho à n toàn v ớ i các rủi ro 0,05 và 0,01. CHÚ TH Í CH 2: Các giá trị in nghiêng thu đ ư ợc bằng phương pháp xấp x ỉ với phân p hối c 2 . Bảng 5 - Các giá trị tới hạn của phân phối c 2 (mức rủi ro: 0,05 và 0,01) S ố lượng mẫu (hoặc sản phẩm) p S ố bậc tự do của X 2 ( v = p -1) Mức ý nghĩa α α = 0,05 α = 0,01 3 2 5,99 9,21 4 3 7 , 81 11,34 5 4 9,49 13,28 6 5 11,07 15,09 7 6 12,59 16,81 8 7 14,07 18,47 9 8 15,51 20,09 10 9 16,92 21,67 11 10 18,31 23,21 12 11 19,67 24,72 13 12 21,03 26,22 14 13 22,36 27,69 15 14 23,68 29,14 16 15 25,00 30,58 17 16 26,30 32,00 18 17 27,59 33,41 19 18 28,87 34,80 20 19 30,14 36,19 21 20 31,4 37,6 22 21 32,7 38,9 23 22 33,9 40,3 24 23 35,2 41,6 25 24 36,4 43,0 26 25 37,7 44,3 27 26 38,9 45,6 28 27 40,1 47,0 29 28 41,3 48,3 30 29 42,6 49,6 Bảng 6 - Các giá trị tới hạn đ ố i với kiểm định dấu (hai phía) Số ngư ời thử ( j ) Mức ý nghĩa Số ngư ờ i thử ( j ) Mức ý nghĩa α = 0,05 α = 0,01 α = 0,05 α = 0,0 1 1 46 15 13 2 47 16 14 3 48 16 14 4 49 17 15 5 50 17 15 6 0 51 18 15 7 0 52 18 16 8 0 0 53 18 16 9 1 0 54 19 17 10 1 0 55 19 17 11 1 0 56 20 17 12 2 1 57 20 18 13 2 1 58 21 18 14 2 1 59 21 19 15 3 2 60 21 19 16 3 2 61 22 20 17 4 2 62 22 20 18 4 3 63 23 20 19 4 3 64 23 21 20 5 3 65 24 21 21 5 4 66 24 22 22 5 4 67 25 22 23 6 4 68 25 22 24 6 5 69 25 23 25 7 5 70 26 23 26 7 6 71 26 24 27 7 6 72 27 24 28 8 6 73 27 25 29 8 7 74 28 25 30 9 7 75 28 25 31 9 7 76 28 26 32 9 8 77 29 26 33 10 8 78 29 27 34 10 9 79 30 27 35 11 9 80 30 28 36 11 9 81 31 28 37 12 10 82 31 28 38 12 10 83 32 29 39 12 11 84 32 29 40 13 11 85 32 30 41 13 11 86 33 30 42 14 12 87 33 31 43 14 12 88 34 31 44 15 13 89 34 31 45 15 13 90 35 32 Đối với các giá tr ị j lớn hơn 90, có th ể t í nh các giá trị tới hạn gần đ ú ng b ằ ng cách l ấ y số nguyên gần nhất nhỏ hơn , trong đ ó k bằng 0,980 0 đối v ớ i α = 0,05 và b ằ ng 1,287 9 đối với α = 0,01. Phụ lục A (tham kh ả o) Thiết lập các điều kiện thử nghiệm Bảng A.1 - Lựa chọn các thông s ố của phép thử dựa trên mục đích sử dụng Mục đ í ch của phép thử Năng lực của người thử Số l ượn g người thử Ph ươ ng pháp th ố ng kê So sánh với thứ tự đã bi ế t (thử năng lực người thử) Ch ư a biết thứ hạng của sản phẩm (so sánh các sản phẩm) 2 sản ph ẩ m > 2 sản phẩm Đánh giá năng lực cá nhân Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử c ả m quan được chọn Không giới hạn Kiểm định Spearman Kiểm định dấu Ki ể m định Friedman Đánh giá năng lực của nh ó m Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử c ả m quan được chọn Không giới hạn Kiểm định Page Đánh giá sản phẩm theo tiêu chí mô tả Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử cảm quan được chọn Tốt nhất là từ 12 đ ế n 15 Đánh giá s ả n ph ẩ m theo xu hướng thị hi ế u Người tiêu dùng Tối thiểu 60 mỗi nhóm đối tượng người tiêu dùng ( ô và phần) Phụ lục B (tham khảo) Ví dụ áp dụng thực tế - Thiết kế khối hoàn chỉnh Các kết qu ả của mười bốn người thử thực hiện trên một dãy mẫu thử được tổng hợp trong B ả ng B.1. Bảng B.1 - Ví dụ về đánh giá Người thử Mẫu A B C D E 1 2 4 5 3 1 2 4 5 3 1 2 3 1 4 5 3 2 4 1 2 5 3 4 5 1 5 2 3 4 6 2 3 4 5 1 7 4 5 3 1 2 8 2 3 5 4 1 9 1 3 4 5 2 10 1 2 5 3 4 11 4 5 2 3 1 12 2 4 3 5 1 13 5 3 4 2 1 14 3 5 2 4 1 Tổng thứ hạng 33 53 52 45 27 Giá trị F thử từ ki ể m định Friedman được t í nh như sau. Từ j = 14, p = 5, R 1 = 33, R 2 = 53, R 3 = 52, R 4 = 45, R 5 = 27: F thử = Giá trị 15,31 lớn hơn giá tr ị nêu trong Bảng 4 đối với j = 14, p = 5 ở mức ý nghĩa 0,05 (bằng 9,32); do đó có th ể kết luận rằng với rủi ro của sai số nh ỏ h ơn hoặc bằng 5 % th ì năm mẫu được cảm nhận khác biệt. Ngoài ra, cũng có thể kết luận rằng hai mẫu riêng lẻ là khác biệt n ế u chênh lệch tuyệt đối giữa các t ổ ng thứ hạng của chúng lớn hơn: ( ở m ứ c rủi ro 0,05) Ở mức rủi ro 0,05, chênh lệch giữa A và B, A và C , E v à B, E và C , E và D là đáng kể, chênh lệch về t ổ ng thứ hạng của ch ú ng tương ứng là: A - B: | 33 - 53 | = 20 E - B: | 27 - 53 | = 26 A - C: | 33 - 52 | = 19 E - C: | 27 - 52 | = 25 E - D: | 27 - 45 | = 18 Phép phân tích cu ố i cùng có thể cho kết quả được biểu thị như sau: Ý nghĩa của phần gạch chân như sau: - hai mẫu không kết nối bằng phần gạch chân liền là khác biệt đáng kể (ở mức rủi ro 0,05); - hai mẫu kết n ố i bằng phần gạch chân liền là không c ó khác biệt đáng kể; - A và E không phân biệt được, được xếp hạng trước đáng kể so với nhóm D, C và B, nhóm này cũng không phân biệt được. Có ba nhóm gồm nh ó m chứa A và E, nhóm chứa A và D, nhóm chứa B, D và C . Trong trường hợp có lý do chính đáng đ ể gi ả định tiên nghiệm trước khi thử nghiệm r ằ ng: thứ hạng của E ≤ thứ hạng của A ≤ thứ hạng của D ≤ thứ hạng của C ≤ thứ hạng của B th ì có thể dùng phép thử Page để kiểm tra giả thuyết một phía này. Khi đó, giá tr ị L trong phép thử Page được tính như sau: L = (1 x 27) + (2 x 33) + (3 x 45) + (4 x 52) + ( 5 x 53) = 701 Giá trị tới hạn từ ki ể m định Page đối với p = 5, j = 14, α = 0,05 là 661 (xem B ả ng 3). Vì L lớn hơn 661 nên giả thuyết không đối với việc hoàn toàn không có khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,05 b ị bác bỏ. Để kết luận đối với ví dụ này: a) dựa trên kiểm định Friedman - ở mức rủi ro 0,05 , E không khác A; D không khác c ả C lẫn B; A không khác D nhưng A khác biệt đáng kể so với C và B; E khác biệt đáng kể so với D, với C và với B; b) xem xét đến kiểm định Page - những người thử nhận diện sự khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,05; thứ hạng được gi ả đ ị nh từ trước đã được xác nhận. Phụ lục C (tham khảo) Ví dụ áp dụng thực tế - Thiết kế khối không hoàn chỉnh đã cân bằng Các kết qu ả của mười người thử thực hiện trên ba trong số năm mẫu thử với thiết kế khối không hoàn ch ỉ nh đã cân bằng được tổng hợp trong Bảng C.1. B ả ng C.1 - Ví dụ v ề đánh giá Người thử M ẫ u A B C D E 1 1 2 3 2 1 2 3 3 2 3 1 4 1 2 3 5 2 3 1 6 1 3 2 7 1 3 2 8 2 3 1 9 3 2 1 10 1 3 2 T ổ ng thứ hạng 8 13 15 16 8 Giá tr ị F t hử từ kiểm định F riedman được tính như sau. Từ j = 10 , p = 5, k = 3, n = 6, g = 3, r = 1, R 1 = 8, R 2 = 13, R 3 = 15, R 4 = 16, R 5 = 8: F t hử = Giá trị 11,6 lớn hơn giá trị nêu trong Bảng 4 đối với p = 5 ở mức ý nghĩa 0,05 (bằng 9,25); do đ ó có thể kết luận rằng với rủi ro của sai lỗi ít hơn hoặc b ằ ng 5 % thì n ă m mẫu có sự khác biệt. Ngoài ra, cũng c ó thể kết luận rằng hai mẫu riêng lẻ là khác biệt nếu chênh lệch tuyệt đối giữa các tổng thứ hạng của chúng lớn hơn: ( ở mức r ủi ro 0 , 05) ở mức rủi ro 0 ,05, chênh lệch giữa A v à C , A và D, C và E, E và C , D và E là đáng kể, chênh lệch về tổng thứ hạng của chúng tương ứng là: A - C: | 8 - 15 | = 7 C - E: | 15 - 81 | = 7 A - D : | 8 - 16 | = 8 D - E: | 16 - 81 | = 8 Phép phân tích cuối cùng c ó thể cho kết quả được biểu thị như sau: Trong trường hợp có lý do chính đáng để giả định tiên nghiệm trước khi thử nghiệm rằng: thứ hạng của E ≤ thứ hạng của A ≤ thứ hạng của D ≤ thứ hạng của C ≤ thứ hạng của B thì có thể dùng phép thử Page để kiểm tra giả thuyết một phía này. Gi á trị L trong phép thử Page được tính như sau: L = (1 x 8) + (2 x 8) + (3 x 16) + (4 x 15) + (5 x 13) = 197 Vì p = 5, k = 3, j = 10 nên giá trị L ’ trở thành: V ì L lớn hơn 2,33 nên giả thuyết không v ề việc hoàn toàn không có khác biệt giữa các mẫu bị bác bỏ ở mức rủi ro α = 0,01. Để k ế t luận đối với v í dụ này: a) dựa trên ki ể m định Friedman - ở mức rủi ro 0,05 , t ổ ng thứ hạng của A và E nhỏ hơn đáng kể so với C và D. B không có khác biệt đáng kể so với bốn mẫu còn lại; b) dựa trên kiểm định Page - những người thử nhận diện sự khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,01; thứ hạng được giả đ ị nh trước đã được xác nhận. Phụ lục D (tham khảo) Ví dụ về phiếu trả lời Họ và tên: ............................... Ngày: ..................................... - Phép thử số: ......................... Anh/chị h ã y n ế m các mẫu từ trải qua phải: Ghi mã số theo thứ tự tăng dần v ề độ ngọt v à o các ô dưới đây: Nhỏ nhất Lớn nh ấ t Mã số Ý kiến: THƯ MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO [1 ] TCVN 4831 (ISO 5495), Ph â n tích cảm quan - Phương pháp luận - Ph é p thử so sánh cặp đ ô i [2] Friedman, M. The use of ranks to avoid the assumptions of normality implicit in the analysis of variance, Journal of the American Sta t istical Association , 32 , 1937, pp. 675-701 [3] Page, E.B. Ordered hypotheses for multiple treatments: a signi f icance test for linear ranks, Jou rn al of the American Statistical Association, 58 , 1963. pp. 216-230 [4] XP V09-500, Analyse sensor i elle - Méthodologie - Directives gén é rales pour la réalisation d ’ épreuves hé d oniques en laboratoire d ’ évaluation sensorielle ou en salle en conditions contrôlées impliquant des consommateurs [5] COCHRAN, W.G. and COX, G.M. Exper i mental Designs . John W iley & Sons, Inc., Chapter 11, Balanced Incomplete Blocks, 1950, pp. 315-346 [6] LOTHAR, S . Applied Statistics , a Handbook of Techniques , Springer Series in Statistics, Springer- Verlag, 1982 1) Trong trường hợp này, mỗi thuộc tính được th ử bởi một phép thử khác nhau trên c ù ng sản phẩm với m ã khác nhau v à được trình bày với th ứ tự khác nhau đối với cùng một người thử cảm quan. *) ISO 8566-1:1993 và ISO 8586-2:2008 đ ã được thay thế b ở i ISO 8586:2012 Sensory analysis - General guidelines for the selection, training and monitoring of selected and expert assessors (Phân t ích cảm quan - Hướng d ẫn chung đ ố i với việc lựa chọn, hu ấ n luyện v à gi á m sát ngư ờ i thử được chọn và chuyên gia đánh giá). 2) Cần tránh xếp hạng đồng nhất (xếp các mẫu với cùng một thứ hạng), chỉ xếp hạng đồng nhất khi người thử không thể phân biệt các mẫu.