SIST ISO 8587:2011
Sensory analysis -- Methodology -- Ranking
Sensory analysis -- Methodology -- Ranking
This International Standard describes a method for sensory evaluation with the aim of placing a series of test samples in rank order.
This method allows for assessing differences among several samples based on the intensity of a single attribute, of several attributes1) or of an overall impression. It is used to find if differences exist, but cannot determine the degree of difference that exists between samples.
The method is suited for the following cases:
a) evaluation of assessors’ performance
1) training assessors,
2) determining perception thresholds of individuals or groups;
b) product assessment
1) pre-sorting of samples
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
2) determination of the influence on intensity levels of one or more parameters (e.g. order of dilution, influence of raw materials, of production, packaging or storage methods)
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
3) determination of the order of preference in a global hedonic test.
Analyse sensorielle -- Méthodologie -- Classement par rangs
L'ISO 8587:2006 décrit une méthode d'évaluation sensorielle dont l'objet est de placer une série d'échantillons pour essai selon un certain ordre (ou rang).
Cette méthode permet d'évaluer des différences entre plusieurs échantillons basées sur l'intensité d'un seul attribut, de plusieurs attributs ou de l'impression globale. Elle est utilisée pour trouver si des différences existent, mais elle ne peut pas déterminer le degré de différence qui existe entre les échantillons.
L'ISO 8587:2006 convient: a) pour évaluer la performance de sujets (lors de l'entraînement de sujets, lors de la détermination des seuils de perception de sujets ou de groupes de sujets); b) pour évaluer des produits (lors d'un premier tri d'échantillons, lors de la détermination de l'influence du niveau d'intensité d'un ou de plusieurs paramètres et lors de la détermination de l'ordre de préférence dans un essai hédonique global).
Senzorična analiza - Metodologija - Razvrščanje
Ta mednarodni standard določa metodo za senzorično vrednotenje, da bi se postavila serija preskusnih vzorcev v vrsto.
Ta metoda omogoča ocenjevanje razlik med več vzorci, zasnovanimi na jakosti enega atributa, več atributov ali celovitega vtisa. Uporablja se za odkrivanje, ali obstojajo razlike, vendar ne more določiti stopnje razlike, ki obstaja med vzorci.
Ta metoda je primerna za naslednje primere:
a) ocenitev delovanja ocenjevalca;
1) usposabljanje ocenjevalcev;
2) določevanje mejnih pragov zaznavanja posameznikov ali skupin;
b) ocenjevanje proizvodov;
1) predhodno razvrščanje vzorcev;
i) na opisni kriterij;
ii) na hedonično preferenco;
2) pri določevanju vpliva na stopnje jakosti enega ali več parametrov (npr. vrstni red redčenja, vpliv surovih materialov, proizvodnje, metode pakiranja ali skladiščenja);
i) na opisni kriterij;
ii) na hedonično preferenco;
3) pri določevanju vrstnega reda preferenc v globalnem hedoničnem preskusu.
General Information
Relations
Buy Standard
Standards Content (Sample)
МЕЖДУНАРОДНЫЙ ISO
СТАНДАРТ 8587
Второе издание
2006-11-01
Сенсорный анализ. Методология.
Ранжирование
Sensory analysis — Methodology — Ranking
Ответственность за подготовку русской версии несёт GOST R
(Российская Федерация) в соответствии со статьёй 18.1 Устава ISO
Ссылочный номер
ISO 8587:2006(R)
©
ISO 2006
---------------------- Page: 1 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
Отказ от ответственности при работе в PDF
Настоящий файл PDF может содержать интегрированные шрифты. В соответствии с условиями лицензирования, принятыми
фирмой Adobe, этот файл можно распечатать или смотреть на экране, но его нельзя изменить, пока не будет получена
лицензия на установку интегрированных шрифтов в компьютере, на котором ведется редактирование. В случае загрузки
настоящего файла заинтересованные стороны принимают на себя ответственность за соблюдение лицензионных условий
фирмы Adobe. Центральный секретариат ISO не несет никакой ответственности в этом отношении.
Adobe - торговый знак Adobe Systems Incorporated.
Подробности, относящиеся к программным продуктам, использованным для создания настоящего файла PDF, можно найти в
рубрике General Info файла; параметры создания PDF оптимизированы для печати. Были приняты во внимание все меры
предосторожности с тем, чтобы обеспечить пригодность настоящего файла для использования комитетами – членами ISO. В
редких случаях возникновения проблемы, связанной со сказанным выше, просим информировать Центральный секретариат
по адресу, приведенному ниже.
ДОКУМЕНТ ЗАЩИЩЕН АВТОРСКИМ ПРАВОМ
© ISO 2006
Все права сохраняются. Если не указано иное, никакую часть настоящей публикации нельзя копировать или использовать в
какой-либо форме или каким-либо электронным или механическим способом, включая фотокопии и микрофильмы, без
предварительного письменного согласия ISO по адресу ниже или членов ISO в стране регистрации пребывания.
ISO copyright office
Case postale 56 • CH-1211 Geneva 20
Tel. + 41 22 749 01 11
Fax + 41 22 749 09 47
E-mail copyright@iso.org
Web www.iso.org
Опубликовано в Швейцарии
ii © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 2 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
Содержание Страница
Предисловие .iv
1 Область применения .1
2 Нормативные ссылки .1
3 Термины и определения .2
4 Принцип.2
5 Общие условия тестирования .2
6 Дегустаторы.3
6.1 Квалификация .3
6.2 Количество дегустаторов .3
6.3 Предварительное обсуждение .3
7 Процедура.4
7.1 Презентация образцов .4
7.2 Контрольные образцы .4
7.3 Способ тестирования. .4
7.4 Форма для ответов .5
8 Выражение и интерпретация результатов.5
8.1 Сводка результатов и вычисление ранговых сумм .5
8.2 Статистический анализ и интерпретация.5
9 Протокол испытания.10
Приложение A (нормативное) Определение условий теста.15
Приложение B (информативное) Практический пример применения. Модель полного блока.16
Приложение C (информативное) Практический пример применения. Модель
сбалансированного неполного блока .18
Приложение D (информативное) Пример формы для ответа.20
Библиография.21
© ISO 2006 – Все права сохраняются iii
---------------------- Page: 3 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
Предисловие
Международная организация по стандартизации (ISO) является всемирной федерацией национальных
организаций по стандартизации (комитетов-членов ISO). Разработка международных стандартов
обычно осуществляется техническими комитетами ISO. Каждый комитет-член, заинтересованный в
деятельности, для которой был создан технический комитет, имеет право быть представленным в этом
комитете. Международные организации, правительственные и неправительственные, имеющие связи
с ISO, также принимают участие в работах. Что касается стандартизации в области электротехники, то
ISO работает в тесном сотрудничестве с Международной электротехнической комиссией (IEC).
Проекты международных стандартов разрабатываются в соответствии с правилами Директив ISO/IEC,
Часть 2.
Основной задачей технических комитетов является разработка международных стандартов. Проекты
международных стандартов, принятые техническими комитетами, рассылаются комитетам-членам на
голосование. Для опубликования их в качестве международного стандарта требуется одобрение не
менее 75 % комитетов-членов, принимающих участие в голосовании.
Следует иметь в виду, что некоторые элементы настоящего международного стандарта могут быть
объектом патентных прав. Международная организация по стандартизации не может нести
ответственность за идентификацию какого-либо одного или всех патентных прав.
Международный стандарт ISO 8587 подготовлен Техническим комитетом ISO/TC 34, Пищевые
продукты, Подкомитетом SC 12, Сенсорный анализ.
Это второе издание отменяет и замещает первое издание (ISO 8587:1988), которое технически
пересмотрено.
iv © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 4 ----------------------
МЕЖДУНАРОДНЫЙ СТАНДАРТ ISO 8587:2006(R)
Сенсорный анализ. Методология. Ранжирование
1 Область применения
Настоящий международный стандарт описывает метод сенсорной оценки с целью расположения ряда
образцов для тестирования в упорядоченной последовательности.
Настоящий метод позволяет оценивать различия среди нескольких образцов на основе интенсивности
1)
одного, нескольких атрибутов или общего ощущения. Он используется для нахождения
существующих различий, но не может устанавливать степень различия, которое существует между
образцами.
Этот метод подходит в следующих случаях:
a) оценка работы дегустаторов
1) обучение дегустаторов,
2) установление порога сенсорных ощущений индивидуумов или групп;
b) оценка качества продукта
1) предварительная сортировка образцов
i) по описательному критерию,
ii) по гедоническому предпочтению (т.е. полученному удовольствию);
2) определение влияния уровней интенсивности одного или больше параметров (например,
порядок разбавления, влияние исходных материалов и производства, упаковка или методы
хранения)
i) по описательному критерию,
ii) по гедоническому предпочтению;
3) определение порядка предпочтения в глобальной гедонической проверке.
2 Нормативные ссылки
Следующие нормативные документы являются обязательными для применения с настоящим
международным стандартом. Для жестких ссылок применяются только указанное по тексту издание.
Для плавающих ссылок необходимо использовать самое последнее издание нормативного ссылочного
документа (включая любые изменения).
ISO 5492, Сенсорный анализ. Словарь
ISO 6658, Сенсорный анализ. Методология. Общее руководство
1)
В этом случае каждое свойство проверяется через разное тестирование, в котором одни и те же продукты
имеют разные коды и обслуживаются в разных порядках одним и тем же дегустатором.
© ISO 2006 – Все права сохраняются 1
---------------------- Page: 5 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
ISO 8586-1, Сенсорный анализ. Общее руководство по отбору, обучению и мониторингу
дегустаторов. Часть 1. Отобранные дегустаторы
ISO 8586-2, Сенсорный анализ. Общее руководство по отбору, обучению и мониторингу
дегустаторов. Часть 2. Эксперты
ISO 8589, Сенсорный анализ. Общее руководство по проектированию помещений для тестирования
ISO 3534-1, Статистка. Словарь и условные обозначения. Часть 1. Общие статистические
термины и термины, использованные в теории вероятности
ISO 11035, Сенсорный анализ. Идентификация и выбор дескрипторов для установления
органолептического профиля путем многомерного подхода
ISO 11036, Сенсорный анализ. Методология. Профиль текстуры
3 Термины и определения
В настоящем документе применяются только термины и определения, данные в ISO 3534-1 и ISO 5492.
4 Принцип
Дегустаторы получают одновременно три или больше образцов в произвольном порядке.
ПРИМЕЧАНИЕ Хотя можно расположить в ряд два образца, метод парного сравнения, описание которого дано
[1]
в ISO 5495 , является обычно предпочтительным.
Дегустаторов просят расположить в ряд образцы по заданному критерию, безразмерному критерию
(т.е. особому свойству или специфической характеристике атрибута) или глобальной интенсивности
(например, общему ощущению).
Устанавливаются ранговые суммы и делаются статистические сравнения.
5 Общие условия тестирования
Обратитесь в доступных случаях к стандартам (смотрите ISO 6658), описывающим методы отбора
образцов, помещение, в котором проводится тестирование (смотрите ISO 8589) и аппаратуру.
При подготовке образцов следующие важные вопросы необходимо принимать во внимание:
a) приготовление, кодирование и презентацию образцов для тестирования;
b) число образцов для надежного сравнения [которое должно устанавливаться на основе природы
испытываемого продукта (эффектов насыщения чувствительности)] и выбранного дизайна; число
образцов должно быть адаптировано на основе следующего:
1) типа продукта [например, до 15 образцов может быть протестировано отобранными
дегустаторами (ISO 8586-1) или экспертами (ISO 8586-2) на мягких образцах, в то время как
три образца могут представлять действительный максимум для жестких, острых и очень
жирных продуктов по оценкам потребителей], и
2) критерия, подлежащего оценке (например, сладкий вкус менее насыщается, чем горький);
c) возможную подсветку образцов.
2 © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 6 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
6 Дегустаторы
6.1 Квалификация
Квалификация дегустаторов зависит от цели теста (см. Приложение A).
Следует стремиться к тому, чтобы все дегустаторы имели одинаковый уровень квалификации, при
этом уровень выбирается в соответствии с целью теста:
a) отобранные дегустаторы или эксперты для
1) практических занятий с дегустаторами,
2) оценки по описательному критерию, для установления, например, влияния уровней
интенсивности одного или больше параметров (порядок разбавления, влияние исходных
материалов и производства, упаковка или методы хранения),
3) установлению порогов восприятия индивидуумов или групп;
b) неподготовленные дегустаторы или потребители, уже обученные по определенному методу
1) для гедонического предпочтения,
2) в случае предварительной сортировки образцов (чтобы выбрать несколько продуктов из
большого количества для подготовительного тестирования).
Условия, которым дегустаторы должны соответствовать, смотрите в ISO 6658, ISO 8586-1 и ISO 8586-2.
Дегустаторы должны быть специально обучены процедуре ранжирования по используемым
отобранным дескрипторам.
6.2 Количество дегустаторов
Количество дегустаторов зависит от цели теста (см. Приложение A). В случае проверки работы
дегустаторов, при их обучении или определении порогов восприятия индивидуумов или групп не
требуется минимальное или максимальное количество.
Для описательной оценки продукта минимальное количество дегустаторов определяется по уровням
принятых статистических рисков, и оно должно соответствовать требованиям ISO 11035 или ISO 11036,
т.е. предпочтительно следует иметь от 12 до 15 выбранных дегустаторов.
Для установления порядка предпочтительности в гедоническом тесте минимальное количество
дегустаторов определяется по уровням принятых статистических рисков, например, минимум 60
дегустаторов на группу потребительского типа.
Для статистического анализа результатов при равенстве других обстоятельств (например, условия
теста, квалификация дегустаторов) справедливо следующее: чем больше количество дегустаторов,
тем больше вероятность выявления любого систематического различия в ранге среди продуктов.
6.3 Предварительное обсуждение
Дегустаторы должны быть информированы о цели теста, т.е. о ранжировании образцов для
тестирования.
При необходимости может быть демонстрация процедуры ранжирования. В этом тесте важно
обеспечить понимание всеми дегустаторами проверяемого критерия. Предварительное обсуждение не
должно влиять на ожидаемые результаты дегустаторов.
© ISO 2006 – Все права сохраняются 3
---------------------- Page: 7 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
7 Процедура
7.1 Презентация образцов
Дегустаторы не должны иметь возможность приходить к заключению в отношении образцов от способа
их представления.
Готовьте образцы вне поля зрения дегустаторов и в одинаковой манере: одинаковая аппаратура,
сосуды, одно и то же количество продуктов, одна и та же температура, одинаковая презентация. Все
неуместные различия в образцах должны быть замаскированы, чтобы они не влияли на ранжирование.
Желательно представлять образцы при температуре, с которой продукт обычно потребляется.
Сосуды идентифицируются трехзначными числами, выбранными наугад и разными от образца к
образцу в пределах одной сессии (и предпочтительно от одного дегустатора к другому).
Презентация учитывает выбранную модель тестирования. В модели “полного блока” каждый
дегустатор располагает все образцы в ряд. Это есть предпочтительная процедура. Но, если
количество или природа образцов делают их ранжирование непрактичным, то может быть
использована модель “сбалансированного неполного блока”. В любом случае необходимо
гарантировать, что все дегустаторы завершают свою часть модели и не пропускают какую-либо оценку.
Для моделей сбалансированного неполного блока каждому дегустатору предоставляют специальное
подмножество образцов, упорядоченных наугад (см. для примера Приложение A).
ПРИМЕЧАНИЕ Использование Сбалансированного Неполного Блока возможно только в случае, когда
изменение такого блока существует в реальности. Поэтому необходимо искать предопределенный блок в
литературе, например, в ссылке [5] Библиографии.
Каждому дегустатору дают к образцов из p (k < p). Подмножество к образцов устанавливается таким
образом, что за один проход через модель сбалансированного неполного блока каждый образец
оценивается n дегустаторами из j (n < j), а каждая пара образцов оценивается g дегустаторами.
Возможно, что необходимо будет повторить оценку всего сбалансированного неполного блока
несколько раз, чтобы получить адекватный уровень чувствительности исследования. Число повторов
отмечается символом r. В итоге, каждый образец оценивается r × n, а каждая пара образцов - r × g
дегустаторами.
7.2 Контрольные образцы
Могут быть включены контрольные образцы. В этом случае их включают в серию как неопознанные.
7.3 Способ тестирования.
Все дегустаторы должны работать в одинаковых условиях тестирования.
Дегустаторы оценивают представленные образцы в произвольном порядке и размещают их по рангу
на основе назначенного атрибута.
2)
Предупредите дегустаторов, чтобы они избегали совпадающих рангов . Если дегустатор не может
различать два или больше образцов, то проинструктируйте его разместить образы в ранговом порядке,
а в форме для ответов (секция комментариев) необходимо указать те образцы, которые не было
возможности дифференцировать.
2)
Совпадающие ранги (идентичные ранги) следует избегать и использовать только в случае, когда дегустаторы
реально не имеют возможности проводить различия между образцами.
4 © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 8 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
При отсутствии опасности сенсорной адаптации и достаточной стабильности продуктов, полезно
инструктировать каждого дегустатора провести начальное предварительное упорядочение, а затем
проверить его путем повторной оценки образцов в ранговом порядке.
Единичный атрибут должен оцениваться за один тест. Если хотелось бы получить информацию о
ранжировании больше чем одного атрибута, то каждый атрибут должен оцениваться отдельно.
7.4 Форма для ответов
Пример формы для ответов смотрите в Приложении D.
Коды образцов не следует первоначально указывать на бланке ответов в случае, если позиции
образцов влияют на ожидания дегустаторов в отношении их рангового порядка. Ранги, присвоенные
отдельным образцам, дегустаторы должны указать в форме для ответов.
В зависимости от цели теста и образцов для тестирования полезно регистрировать дополнительную
информацию в специальной форме для ответов.
8 Выражение и интерпретация результатов
8.1 Сводка результатов и вычисление ранговых сумм
Таблица 1 иллюстрирует ранжирования по одному атрибуту семью дегустаторами для четырех
образцов. Если ранжирование выполняется в отношении нескольких атрибутов, то отдельная таблица
требуется для каждого атрибута.
Если имеются совпадающие ранги, то запишите средний ранг образцов, которые считаются
идентичными. В Таблице 1 дегустатор №2 присвоил один и тот же ранг образцам B и C. Дегустатор №3
присвоил одинаковый ранг образцам B, C и D.
Если нет пропущенных данных и правильно вычислены совпадающие ранги, то все ряды будут иметь
одинаковую сумму. Ранговая сумма для каждого образца получается путем сложения рангов в каждом
столбце. Ранговая сумма показывает последовательность рангов, присвоенных целой группой
дегустаторов. Если они согласуются, то ранговые суммы будут очень разными, но если они
противоречивые, то ранговые суммы будут подобными.
8.2 Статистический анализ и интерпретация
Выбор статистического анализа зависит от цели теста (см. Приложение A).
8.2.1 Определение индивидуальной характеристики: коэффициент корреляции Спиермана
Чтобы исследовать согласие между двумя ранговыми порядками (например, ранжирования двумя
дегустаторами или ранговый порядок дегустатора и расположение в определенном порядке,
прогнозируемое на основе информации об образцах), коэффициент корреляции Спиермана , r , может
s
быть вычислен следующим образом:
2
6 d
i
∑
i
r=−1
s
2
pp −1
()
где
p есть количество упорядоченных продуктов;
d есть разница меду двумя расстановками для i-го образца.
i
© ISO 2006 – Все права сохраняются 5
---------------------- Page: 9 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
Если значение коэффициента корреляции Спиермана приближается к +1, то существует высокое
согласие между двумя ранговыми порядками. Если он близок к 0, то ранговые порядки являются
несвязанными.
Если значение коэффициента корреляции Спиермана приближается к −1, то существует сильное
разногласие между двумя расстановками в определенном порядке. Следует рассмотреть возможность,
что дегустатор неправильно интерпретировал инструкции и расположил образцы в обратном порядке,
чем задумывалось.
Критические значения r , чтобы устанавливать значимость наблюдаемой корреляции, дается в
s
Таблице 2.
8.2.2 Определение групповой характеристики в случае заранее заданного или подтверждения
[3]
заранее заданного порядка образцов: тест Пейджа
Этот анализ может быть использован для того, чтобы установить, соглашается ли комиссия
дегустаторов или может ли она воспринимать ранговый порядок по некоторому свойству, которое
должен иметь набор образцов согласно имеющейся информации или прогнозу.
Если Γ ,···, Γ являются теоретическими ранговыми суммами p образцов в их предварительно
P
1
установленном порядке, то нуль-гипотезу отсутствия различий между образцами можно записать как
H : Γ = … = Γ
0 1 p
Тогда альтернативная гипотеза имеет вид: H : Γ u … u Γ , где, по меньшей мере, одно из этих
1 1 p
неравенств является строгим.
Для всех продуктов вычисляются ранговые суммы R , …,R (где R есть ранговая сумма для образца,
1 p
1
который является первым в известном ранговом порядке, и так далее до R для образца, который
p
является последним в известном порядке).
Чтобы проверить нулевую гипотезу, H , вычислите коэффициент Пейджа L:
0
L = R + 2R + 3R + … + p⋅R .
1 2 3 p
Это коэффициент будет самым большим при воспроизведении дегустаторами теоретического
ранжирования продуктов.
В случае моделей полного блока сравните L с критическими значениями (Таблица 3), соответствующими
количеству дегустаторов, количеству образцов и выбранному риску, для α = 0,05 или α = 0,01.
− Если L меньше табличного значения, то не обнаруживаются какие-либо значимые различия между
продуктами.
− Если L равно или больше табличного значения, то имеются значимые различия между ранговыми
суммами продуктов. H исключается, а H принимается. Делается заключение, что дегустаторы
0
1
имеют склонность к ранжированию образцов в предварительно установленном порядке.
Если количество дегустаторов или количество образцов другое, чем в Таблице 3, то коэффициент
Пейджа вычисляется следующим образом:
2
12Lj−⋅3 pp+1
()
′
L=
pp+−11j p
()( )
где
p есть количество ранжированных продуктов;
6 © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 10 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
j есть количество дегустаторов.
Это количество приблизительно следует стандартному нормальному распределению.
H исключается, если L′ W 1,64 (с риском 0,05) или L′ W 2,33 (с риском 0,01) (см. Таблицу 3).
0
В случае моделей сбалансированного неполного блока вычислите:
12Lj−⋅3k()k+1(p+1)
L′=
jk⋅−k11k+ p p+1
()( )( )
где
p есть суммарное количество ранжированных продуктов;
k есть количество продуктов, ранжированных каждым дегустатором;
j есть количество дегустаторов.
Снова можно отметить, что это количество следует стандартному нормальному распределению.
H исключается, если L′ W 1,64 (с риском 0,05) или L′ W 2,33 (с риском 0,01) (см. Таблицу 3).
0
Так как была принята гипотеза H , что все теоретические ранговые суммы являются равными, то
0
значимый результат не свидетельствует о восприятии всех различий образца, а только о том, что в
прогнозируемом порядке постоянно воспринималось различие между продуктами, по меньшей мере, в
одной паре образцов.
8.2.3 Сравнение продуктов в случае, когда нет предполагаемого порядка
[2]
Тест по Фридману (анализ вариантности по рангам) дает максимальные возможности для
демонстрации признания дегустаторами различий среди образцов.
8.2.3.1 Тест, если есть различие, по меньшей мере, между двумя продуктами
Этот тест применяется в случае, когда j дегустаторов ранжировали одно и то же p продуктов.
Вычислите ранговые суммы R , R , …, R p образцов с участием j дегустаторов.
1 2 p
Если Γ , ···, Γ являются теоретическими ранговыми суммами p образцов, то нулевую гипотезу
p
1
отсутствия различий между образцами можно записать следующим образом:
H :Γ = … = Γ
0 1 p
Альтернативная гипотеза заключается в том, что ранговые суммы для совокупности не все являются
равными.
Для моделей “полного блока” значение теста по Фридману имеет следующий вид:
12
22
F = RR++. −31jp+
()
()1 p
test
jp⋅+()p 1
где R есть ранговая сумма i–го продукта
i
Если F > F из Таблицы 4 с учетом количества дегустаторов, количества продуктов и выбранного
test
риска, то H исключается. Делается заключение о наличии последовательных различий среди
0
ранговых порядков продуктов.
© ISO 2006 – Все права сохраняются 7
---------------------- Page: 11 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
Для моделей сбалансированного неполного блока имеем следующее уравнение:
2
31rn⋅+k
12 ()
22
F = RR++. −
test ()1 p
rg⋅⋅p k+1 g
()
где
R есть ранговая сумма i–го продукта ;
i
r есть число повторов основной модели сбалансированного неполного блока;
k есть количество образцов для ранжирования каждым дегустатором;
n есть число разовых оценок каждого образца в основной модели сбалансированного неполного
блока; и
g есть число разовых оценок каждой пары вместе в основной модели сбалансированного
неполного блока.
Если F > F из Таблицы 4 с учетом количества дегустаторов, количества продуктов и выбранного
test
риска, то H исключается. Делается заключение о наличии последовательных различий среди
0
ранговых порядков продуктов.
Если количество образцов или количество дегустаторов отличается от данных Таблицы 4, то
2
критические значения находят путем аппроксимации, которая рассматривает F как χ со степенями
test
2
свободы p − 1, где p есть количество продуктов. Критические значения χ даются в Таблице 5.
8.2.3.2 Тест, когда одни продукты значимо отличаются от других
Если пришли к заключению на основании теста по Фридману, что имеются последовательные
различия среди ранговых порядков продуктов, то, чтобы установить, какие продукты являются значимо
разными, вычислите наименее значимое различие [Least Significant Difference (LSD)] при выбранном
риске (α = 0,05 или α = 0,01).
При рассмотрении уровня α (уровень значимости или риск заключения, что имеется различие, когда
оно отсутствует) должен быть выбран один из двух следующих подходов:
a) Если уровень риска применяется к каждой паре индивидуально, тогда ассоциируемый риск есть α.
Например, если α = 0,05 (т.е. риск 5 %), тогда при вычислении LSD значение z (соответствующее
двухсторонней нормальной вероятности α) составляет 1,96. Он известен как правильное
сравнение или индивидуальный риск. Если риск есть для каждой пары, то имеется риск, который
намного выше, чем α неправильного определения признака значимого различия в одной или
больше парах за весь эксперимент в целом.
b) Если риск α применяется к полному эксперименту, тогда риск, который должен ассоциироваться с
каждой парой продуктов, есть α ′, где α ′ = 2α/p(p − 1). Например, если p = 8 и риск α = 0,05, то тогда
α ′ = 0,0018 и значение z (соответствующее двухсторонней нормальной вероятности α ′) есть 2,91.
Он известен как правильный эксперимент или глобальный риск.
В большинстве случаев второй подход, правильный экспериментальный риск, является наиболее
уместным для практических решений, касающихся продуктов.
Для моделей полного блока:
jp⋅+p 1
()
LSD= z
6
Для моделей сбалансированного неполного блока:
8 © ISO 2006 – Все права сохраняются
---------------------- Page: 12 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
rk+⋅1 n k−n+g
()( )
LSD= z
6
Если наблюдаемая разность между ранговыми суммами двух продуктов равна или больше LSD, тогда
делается заключение, что два продукта получили значимо разные ранги.
Если наблюдаемая разность меньше чем LSD, тогда двум продуктам не дали значимо разные ранги.
8.2.4 Связанные ранги
Если два или больше рангов связаны вместе, то F для моделей полного блока меняется на F ′:
F
F′=
2
1/−⋅Ejpp−1
()
{}
где
E получается следующим образом:
Пусть n , n , …, n есть число связанных рангов в каждой группе связанных рангов:
1 2 k
33 3
En=−n+n−n+ .+n−n
()11 (22)(kk)
Например, в Таблице 1 имеются две группы связанных рангов:
− первая группа происходит от дегустатора 2 (два образца B и C связаны, следовательно, n = 2);
1
= 3).
− вторая группа происходит от дегустатора 3 (три образца B, C и D связаны, следовательно, n
2
Отсюда:
33
E=−22+ 33−=6+24 3= 0
()()
Так как j = 7 и p = 4, выполните тест, имея вычисленное F и используя определенное значение:
F
F′= = 1,08 F
2
13−×0 / 7 4 4−1
()
{}
Затем сравните F ′ с критическими значениями из Таблицы 4 или 5.
8.2.5 Сравнение двух продуктов: проверка знака
В частном случае, если только два продукта подлежат ранжированию, то можно использовать
проверку знака.
ПРИМЕЧАНИЕ В этом случае тест парного сравнения (ISO 5495) является более подходящим.
В случае, когда имеются два продукта A и B, если k есть количество оценок, в которых первым
A
ранжируется продукт A и k есть количество оценок, в которых первым ранжируется продукт B, то пусть
B
k будет меньшим числом k или k .
A B
Любые отклики “нет различия” следует не принимать во внимание.
Нулевая гипотеза имеет следующее выражение
© ISO 2006 – Все права сохраняются 9
---------------------- Page: 13 ----------------------
ISO 8587:2006(R)
H : k = k (A и B были бы ранжир
...
INTERNATIONAL ISO
STANDARD 8587
Second edition
2006-11-01
Sensory analysis — Methodology —
Ranking
Analyse sensorielle — Méthodologie — Classement par rangs
Reference number
ISO 8587:2006(E)
©
ISO 2006
---------------------- Page: 1 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
PDF disclaimer
This PDF file may contain embedded typefaces. In accordance with Adobe's licensing policy, this file may be printed or viewed but
shall not be edited unless the typefaces which are embedded are licensed to and installed on the computer performing the editing. In
downloading this file, parties accept therein the responsibility of not infringing Adobe's licensing policy. The ISO Central Secretariat
accepts no liability in this area.
Adobe is a trademark of Adobe Systems Incorporated.
Details of the software products used to create this PDF file can be found in the General Info relative to the file; the PDF-creation
parameters were optimized for printing. Every care has been taken to ensure that the file is suitable for use by ISO member bodies. In
the unlikely event that a problem relating to it is found, please inform the Central Secretariat at the address given below.
© ISO 2006
All rights reserved. Unless otherwise specified, no part of this publication may be reproduced or utilized in any form or by any means,
electronic or mechanical, including photocopying and microfilm, without permission in writing from either ISO at the address below or
ISO's member body in the country of the requester.
ISO copyright office
Case postale 56 • CH-1211 Geneva 20
Tel. + 41 22 749 01 11
Fax + 41 22 749 09 47
E-mail copyright@iso.org
Web www.iso.org
Published in Switzerland
ii © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 2 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
Contents Page
Foreword. iv
1 Scope . 1
2 Normative references . 1
3 Terms and definitions. 2
4 Principle. 2
5 General test conditions. 2
6 Assessors. 3
6.1 Qualification . 3
6.2 Number of assessors . 3
6.3 Preliminary discussion. 3
7 Procedure . 4
7.1 Presentation of the samples. 4
7.2 Reference samples . 4
7.3 Test technique. 4
7.4 Answer form . 5
8 Expression and interpretation of results. 5
8.1 Summary of the results and calculation of the rank sums . 5
8.2 Statistical analysis and interpretation. 5
9 Test report . 9
Annex A (normative) Determination of the test conditions . 15
Annex B (informative) Practical example of application — Complete block design. 16
Annex C (informative) Practical example of application — Balanced incomplete block design . 18
Annex D (informative) Example of an answer form . 20
Bibliography . 21
© ISO 2006 – All rights reserved iii
---------------------- Page: 3 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
Foreword
ISO (the International Organization for Standardization) is a worldwide federation of national standards bodies
(ISO member bodies). The work of preparing International Standards is normally carried out through ISO
technical committees. Each member body interested in a subject for which a technical committee has been
established has the right to be represented on that committee. International organizations, governmental and
non-governmental, in liaison with ISO, also take part in the work. ISO collaborates closely with the
International Electrotechnical Commission (IEC) on all matters of electrotechnical standardization.
International Standards are drafted in accordance with the rules given in the ISO/IEC Directives, Part 2.
The main task of technical committees is to prepare International Standards. Draft International Standards
adopted by the technical committees are circulated to the member bodies for voting. Publication as an
International Standard requires approval by at least 75 % of the member bodies casting a vote.
Attention is drawn to the possibility that some of the elements of this document may be the subject of patent
rights. ISO shall not be held responsible for identifying any or all such patent rights.
ISO 8587 was prepared by Technical Committee ISO/TC 34, Food products, Subcommittee SC 12, Sensory
analysis.
This second edition cancels and replaces the first edition (ISO 8587:1988), which has been technically revised.
iv © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 4 ----------------------
INTERNATIONAL STANDARD ISO 8587:2006(E)
Sensory analysis — Methodology — Ranking
1 Scope
This International Standard describes a method for sensory evaluation with the aim of placing a series of test
samples in rank order.
This method allows for assessing differences among several samples based on the intensity of a single
1)
attribute, of several attributes or of an overall impression. It is used to find if differences exist, but cannot
determine the degree of difference that exists between samples.
The method is suited for the following cases:
a) evaluation of assessors’ performance
1) training assessors,
2) determining perception thresholds of individuals or groups;
b) product assessment
1) pre-sorting of samples
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
2) determination of the influence on intensity levels of one or more parameters (e.g. order of dilution,
influence of raw materials, of production, packaging or storage methods)
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
3) determination of the order of preference in a global hedonic test.
2 Normative references
The following referenced documents are indispensable for the application of this document. For dated
references, only the edition cited applies. For undated references, the latest edition of the referenced
document (including any amendments) applies.
ISO 5492, Sensory analysis — Vocabulary
ISO 6658, Sensory analysis — Methodology — General guidance
1) In this case, each attribute is tested through a different test in which the same products have different codes and are
served in different orders to the same assessor.
© ISO 2006 – All rights reserved 1
---------------------- Page: 5 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
ISO 8586-1, Sensory analysis — General guidance for the selection, training and monitoring of assessors —
Part 1: Selected assessors
ISO 8586-2, Sensory analysis — General guidance for the selection, training and monitoring of assessors —
Part 2: Experts
ISO 8589, Sensory analysis — General guidance for the design of test rooms
ISO 3534-1, Statistics — Vocabulary and symbols — Part 1: General statistical terms and terms used in
probability
ISO 11035, Sensory analysis — Identification and selection of descriptors for establishing a sensory profile by
a multidimensional approach
ISO 11036, Sensory analysis — Methodology — Texture profile
3 Terms and definitions
For the purposes of this document, the terms and definitions given in ISO 3534-1 and ISO 5492 apply.
4 Principle
The assessors receive simultaneously three or more samples in random order.
[1]
NOTE Although it is possible to rank two samples, the paired comparison method, as described in ISO 5495 ,
usually is preferred.
The assessors are asked to rank the samples according to a specified criterion: either a unidimensional
criterion (i.e. particular attribute or specific characteristic of an attribute) or a global intensity (e.g. overall
impression).
The rank sums are determined and statistical comparisons are made.
5 General test conditions
Refer, where available, to the standards (see ISO 6658) describing the sampling methods, the room in which
tests are conducted (see ISO 8589) and the apparatus.
When preparing the test samples, the important points to be taken into consideration are as follows:
a) preparation, coding and presentation of the test samples;
b) number of samples to be compared that can be compared reliably (to be determined based on the nature
of the test product (saturation sensitivity effects) and the design chosen; the number of samples shall be
adapted based on
1) the type of product [e.g. up to 15 samples can be assessed by selected assessors (ISO 8586-1) or
experts (ISO 8586-2) on mild samples, while three can be a real maximum for harsh, spicy or high fat
products assessed by consumers], and
2) the criterion to be assessed (e.g. sweet is less saturating than bitter);
c) possible illumination of the samples.
2 © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 6 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
6 Assessors
6.1 Qualification
The qualification of assessors depends on the aim of the test (see Annex A).
All assessors should preferably have the same level of qualification, this level being chosen according to the
purpose of the test:
a) selected assessors or experts, for
1) training assessors,
2) assessment on a descriptive criterion, for instance determining the influence of intensity levels of one
or more parameters (e.g. order of dilution, influence of raw materials, of production, packaging or
storage methods),
3) determination of perception thresholds of individuals or groups;
b) untrained assessors or consumers, already trained on the method
1) for hedonic preference,
2) when pre-sorting samples (to select a few products from a large number, as a preliminary test).
For the conditions with which assessors shall comply, see ISO 6658, ISO 8586-1 and ISO 8586-2. They shall
all be specially trained on the ranking procedure and on the selected descriptors being used.
6.2 Number of assessors
The number of assessors depends on the aim of the test (see Annex A).
When testing assessors' performance, training assessors or determining perception thresholds of individuals
or groups, no minimum or maximum number is required.
For descriptive product assessment, the minimum number of assessors is determined by the levels of
statistical risks accepted and shall comply with ISO 11035 or ISO 11036, i.e. preferably around 12 to 15
selected assessors.
For determining the order of preference in a hedonic test, the minimum number of assessors is determined by
the levels of statistical risks accepted, e.g. a minimum of 60 assessors per group of consumer type.
For statistical analysis of the results, other things being equal (for example, test conditions, qualification of
assessors), the larger the number of assessors, the greater the probability of revealing any systematic
difference in rank among products.
6.3 Preliminary discussion
The assessors shall be informed of the purpose of the test, i.e. ranking of test samples.
If necessary, a demonstration of a ranking procedure can be given. It is essential in this test to ensure
common understanding by all assessors of the criterion under test. The preliminary discussion shall not
influence assessors’ expectations.
© ISO 2006 – All rights reserved 3
---------------------- Page: 7 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
7 Procedure
7.1 Presentation of the samples
The assessors shall not be able to draw conclusions about the samples from the way in which they are
presented.
Prepare samples out of sight of the assessors and in an identical manner: same apparatus, vessels, same
quantity of products, same temperature, same presentation. All irrelevant differences in samples shall be
masked to avoid influencing the ranking. It is preferable to present the samples at the temperature at which
the product is generally consumed.
The vessels are identified by 3-digit numbers, chosen at random, and different from one sample to another
within one session (and preferably from one assessor to another).
The presentation takes into account the design chosen. In a “complete block” design, each assessor ranks all
the samples. It is the preferred procedure. But, if the number of samples or their nature makes it impracticable
to rank all the samples, a “balanced incomplete block” design may be used. In either case, it is necessary to
ensure that all assessors complete their part of the design and do not omit any assessment.
For balanced incomplete block designs, each assessor is presented a specific subset of the samples in a
randomized order (see Annex C for an example).
NOTE The use of a certain Balanced Incomplete Block is only possible when such a block variation exists in reality.
So it is necessary to look for a predefined block from literature, e.g. Reference [5] in the Bibliography.
Each assessor is presented with k of the p samples (k < p). The subset of k samples is determined such that,
in a single pass through the balanced incomplete block design, each sample is evaluated by n of the j
assessors (n < j) and each pair of samples is evaluated by g assessors. It may be necessary to repeat the
entire balanced incomplete block design several times in order to achieve an adequate level of sensitivity in
the study. The number of repeats is denoted by r. In total, every sample is evaluated by r × n assessors and
every pair of samples is evaluated by r × g assessors.
7.2 Reference samples
Reference samples may be included. If so, they are introduced unidentified into the series of samples.
7.3 Test technique
All assessors shall work under the same test conditions.
The assessors evaluate the samples presented in random order and place them in rank order on the
designated attribute.
2)
Instruct the assessors to avoid tied ranks . If an assessor cannot differentiate two or more of the samples,
instruct the assessor to place the samples in a rank order and record which samples they were unable to
differentiate in the comment section of the answer form.
Provided there is no danger of sensory adaptation, and the products are sufficiently stable, it may be helpful to
instruct each assessor to conduct an initial provisional ranking and then verify it by re-evaluating the samples
in the rank order.
A single attribute shall be evaluated per test. If information about the ranking of more than one attribute is
desired, each shall be evaluated by a separate test.
2) Tied ranks (identical ranks) are to be avoided and only used when assessors are really unable to differentiate
between samples.
4 © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 8 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
7.4 Answer form
An example of an answer form is shown in Annex D.
Sample codes should not initially appear on the blank answer form in case their positions influence assessors’
expectations about their rank order. The ranks assigned to the individual samples shall be recorded by the
assessors on the answer form.
Depending on the purpose of the test and on the test samples, it may be helpful to record additional
information through a specific answer form.
8 Expression and interpretation of results
8.1 Summary of the results and calculation of the rank sums
Table 1 illustrates how rankings of one attribute by seven assessors for four samples are tabulated. If ranking
is performed with respect to more than one attribute, a separate table is required for each attribute.
If there are tied ranks, record the mean rank of the samples that are tied. In Table 1, assessor 2 has assigned
the same rank to samples B and C. Assessor 3 has assigned the same rank to samples B, C and D.
If there is no missing data and if tied ranks are correctly calculated, all rows will have the same total. The rank
sum for each sample is obtained by adding up the ranks in each column. The rank sums indicate the
consistency of the ranks assigned by the whole group of assessors. If they are consistent, the rank sums will
be very different, but if they are inconsistent the rank sums will be similar.
8.2 Statistical analysis and interpretation
The statistical test to be chosen depends on the purpose of the test (see Annex A).
8.2.1 Determination of individual performance: Spearman correlation coefficient
To study the agreement between two rank orders (for example, rankings by two assessors or an assessor’s
rank order and an order predicted by information about the samples), the Spearman correlation coefficient, r ,
s
can be calculated:
2
6 d
∑ i
i
r =−1
s
2
pp −1
()
where
p is the number of products ranked;
d is the difference between the two rankings for sample i.
i
If the value of the Spearman correlation coefficient approaches +1, there is high agreement between the two
rank orders. If it is close to 0, the rank orders are unrelated.
If it approaches −1, there is strong disagreement between the rankings. Consideration should be given to the
possibility that an assessor has misinterpreted the instructions and has arranged the samples in the opposite
order to that intended.
Critical values of r to determine if the observed correlation is significant are given in Table 2.
s
© ISO 2006 – All rights reserved 5
---------------------- Page: 9 ----------------------
ISO 8587:2006(E)
8.2.2 Determination of group performance in the case of a predetermined order of samples, or
[3]
confirmation of a predetermined order of samples: Page test
This analysis can be used to determine if a panel of assessors collectively agrees with, or can perceive, the
rank order of some property that a set of samples is known or predicted to have.
If Γ , ···, Γ are the theoretical rank sums of the p samples in their predetermined order, the null hypothesis of
1 p
absence of differences between the samples can be written: H : Γ = … = Γ
0 1 p
The alternative hypothesis is then: H : Γ u … u Γ , where at least one of these inequalities is strict.
1 1 p
For all products, the rank sums R , …, R are calculated (where R is the rank sum for the sample that is first
1 p 1
in the known rank order, and so on to R for the sample that is last in the known order).
p
To test the null hypothesis, H , calculate the Page coefficient L:
0
L = R + 2R + 3R + … + p⋅R .
1 2 3 p
This coefficient will be highest when the theoretical ranking of products is reproduced by the assessors.
In the case of complete block designs, compare L with the critical values in Table 3, corresponding to the
number of assessors, the number of samples and the chosen risk, for α = 0,05 or α = 0,01.
⎯ If L is less than the tabulated value, no significant differences between the products are found.
⎯ If L is equal to or greater than the tabulated value, there are significant differences between the rank
sums of the products. H is rejected and H is accepted. It is concluded that the assessors tend to rank
0 1
the samples in the predetermined order.
If the number of assessors or the number of samples is not in Table 3, calculate:
2
12Lj−⋅3 pp+1
()
′
L =
pp+−11j p
() ( )
where
p is the number of products ranked;
j is the number of assessors.
This quantity approximately follows a standard normal distribution.
H is rejected if L′ W 1,64 (at the 0,05 risk) or L′ W 2,33 (at the 0,01 risk) (see Table 3).
0
In the case of balanced incomplete block designs, calculate:
12Lj−⋅3kk+1 p+1
()( )
L′ =
jk⋅−k11k+ p p+1
()( )( )
...
SLOVENSKI STANDARD
SIST ISO 8587:2011
01-junij-2011
1DGRPHãþD
SIST ISO 8587:1997
6HQ]RULþQDDQDOL]D0HWRGRORJLMD5D]YUãþDQMH
Sensory analysis -- Methodology -- Ranking
Analyse sensorielle -- Méthodologie -- Classement par rangs
Ta slovenski standard je istoveten z: ISO 8587:2006
ICS:
67.240 6HQ]RULþQDDQDOL]D Sensory analysis
SIST ISO 8587:2011 en,fr
2003-01.Slovenski inštitut za standardizacijo. Razmnoževanje celote ali delov tega standarda ni dovoljeno.
---------------------- Page: 1 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
---------------------- Page: 2 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
INTERNATIONAL ISO
STANDARD 8587
Second edition
2006-11-01
Sensory analysis — Methodology —
Ranking
Analyse sensorielle — Méthodologie — Classement par rangs
Reference number
ISO 8587:2006(E)
©
ISO 2006
---------------------- Page: 3 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
PDF disclaimer
This PDF file may contain embedded typefaces. In accordance with Adobe's licensing policy, this file may be printed or viewed but
shall not be edited unless the typefaces which are embedded are licensed to and installed on the computer performing the editing. In
downloading this file, parties accept therein the responsibility of not infringing Adobe's licensing policy. The ISO Central Secretariat
accepts no liability in this area.
Adobe is a trademark of Adobe Systems Incorporated.
Details of the software products used to create this PDF file can be found in the General Info relative to the file; the PDF-creation
parameters were optimized for printing. Every care has been taken to ensure that the file is suitable for use by ISO member bodies. In
the unlikely event that a problem relating to it is found, please inform the Central Secretariat at the address given below.
© ISO 2006
All rights reserved. Unless otherwise specified, no part of this publication may be reproduced or utilized in any form or by any means,
electronic or mechanical, including photocopying and microfilm, without permission in writing from either ISO at the address below or
ISO's member body in the country of the requester.
ISO copyright office
Case postale 56 • CH-1211 Geneva 20
Tel. + 41 22 749 01 11
Fax + 41 22 749 09 47
E-mail copyright@iso.org
Web www.iso.org
Published in Switzerland
ii © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 4 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
Contents Page
Foreword. iv
1 Scope . 1
2 Normative references . 1
3 Terms and definitions. 2
4 Principle. 2
5 General test conditions. 2
6 Assessors. 3
6.1 Qualification . 3
6.2 Number of assessors . 3
6.3 Preliminary discussion. 3
7 Procedure . 4
7.1 Presentation of the samples. 4
7.2 Reference samples . 4
7.3 Test technique. 4
7.4 Answer form . 5
8 Expression and interpretation of results. 5
8.1 Summary of the results and calculation of the rank sums . 5
8.2 Statistical analysis and interpretation. 5
9 Test report . 9
Annex A (normative) Determination of the test conditions . 15
Annex B (informative) Practical example of application — Complete block design. 16
Annex C (informative) Practical example of application — Balanced incomplete block design . 18
Annex D (informative) Example of an answer form . 20
Bibliography . 21
© ISO 2006 – All rights reserved iii
---------------------- Page: 5 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
Foreword
ISO (the International Organization for Standardization) is a worldwide federation of national standards bodies
(ISO member bodies). The work of preparing International Standards is normally carried out through ISO
technical committees. Each member body interested in a subject for which a technical committee has been
established has the right to be represented on that committee. International organizations, governmental and
non-governmental, in liaison with ISO, also take part in the work. ISO collaborates closely with the
International Electrotechnical Commission (IEC) on all matters of electrotechnical standardization.
International Standards are drafted in accordance with the rules given in the ISO/IEC Directives, Part 2.
The main task of technical committees is to prepare International Standards. Draft International Standards
adopted by the technical committees are circulated to the member bodies for voting. Publication as an
International Standard requires approval by at least 75 % of the member bodies casting a vote.
Attention is drawn to the possibility that some of the elements of this document may be the subject of patent
rights. ISO shall not be held responsible for identifying any or all such patent rights.
ISO 8587 was prepared by Technical Committee ISO/TC 34, Food products, Subcommittee SC 12, Sensory
analysis.
This second edition cancels and replaces the first edition (ISO 8587:1988), which has been technically revised.
iv © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 6 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
INTERNATIONAL STANDARD ISO 8587:2006(E)
Sensory analysis — Methodology — Ranking
1 Scope
This International Standard describes a method for sensory evaluation with the aim of placing a series of test
samples in rank order.
This method allows for assessing differences among several samples based on the intensity of a single
1)
attribute, of several attributes or of an overall impression. It is used to find if differences exist, but cannot
determine the degree of difference that exists between samples.
The method is suited for the following cases:
a) evaluation of assessors’ performance
1) training assessors,
2) determining perception thresholds of individuals or groups;
b) product assessment
1) pre-sorting of samples
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
2) determination of the influence on intensity levels of one or more parameters (e.g. order of dilution,
influence of raw materials, of production, packaging or storage methods)
i) on a descriptive criterion,
ii) on hedonic preference;
3) determination of the order of preference in a global hedonic test.
2 Normative references
The following referenced documents are indispensable for the application of this document. For dated
references, only the edition cited applies. For undated references, the latest edition of the referenced
document (including any amendments) applies.
ISO 5492, Sensory analysis — Vocabulary
ISO 6658, Sensory analysis — Methodology — General guidance
1) In this case, each attribute is tested through a different test in which the same products have different codes and are
served in different orders to the same assessor.
© ISO 2006 – All rights reserved 1
---------------------- Page: 7 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
ISO 8586-1, Sensory analysis — General guidance for the selection, training and monitoring of assessors —
Part 1: Selected assessors
ISO 8586-2, Sensory analysis — General guidance for the selection, training and monitoring of assessors —
Part 2: Experts
ISO 8589, Sensory analysis — General guidance for the design of test rooms
ISO 3534-1, Statistics — Vocabulary and symbols — Part 1: General statistical terms and terms used in
probability
ISO 11035, Sensory analysis — Identification and selection of descriptors for establishing a sensory profile by
a multidimensional approach
ISO 11036, Sensory analysis — Methodology — Texture profile
3 Terms and definitions
For the purposes of this document, the terms and definitions given in ISO 3534-1 and ISO 5492 apply.
4 Principle
The assessors receive simultaneously three or more samples in random order.
[1]
NOTE Although it is possible to rank two samples, the paired comparison method, as described in ISO 5495 ,
usually is preferred.
The assessors are asked to rank the samples according to a specified criterion: either a unidimensional
criterion (i.e. particular attribute or specific characteristic of an attribute) or a global intensity (e.g. overall
impression).
The rank sums are determined and statistical comparisons are made.
5 General test conditions
Refer, where available, to the standards (see ISO 6658) describing the sampling methods, the room in which
tests are conducted (see ISO 8589) and the apparatus.
When preparing the test samples, the important points to be taken into consideration are as follows:
a) preparation, coding and presentation of the test samples;
b) number of samples to be compared that can be compared reliably (to be determined based on the nature
of the test product (saturation sensitivity effects) and the design chosen; the number of samples shall be
adapted based on
1) the type of product [e.g. up to 15 samples can be assessed by selected assessors (ISO 8586-1) or
experts (ISO 8586-2) on mild samples, while three can be a real maximum for harsh, spicy or high fat
products assessed by consumers], and
2) the criterion to be assessed (e.g. sweet is less saturating than bitter);
c) possible illumination of the samples.
2 © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 8 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
6 Assessors
6.1 Qualification
The qualification of assessors depends on the aim of the test (see Annex A).
All assessors should preferably have the same level of qualification, this level being chosen according to the
purpose of the test:
a) selected assessors or experts, for
1) training assessors,
2) assessment on a descriptive criterion, for instance determining the influence of intensity levels of one
or more parameters (e.g. order of dilution, influence of raw materials, of production, packaging or
storage methods),
3) determination of perception thresholds of individuals or groups;
b) untrained assessors or consumers, already trained on the method
1) for hedonic preference,
2) when pre-sorting samples (to select a few products from a large number, as a preliminary test).
For the conditions with which assessors shall comply, see ISO 6658, ISO 8586-1 and ISO 8586-2. They shall
all be specially trained on the ranking procedure and on the selected descriptors being used.
6.2 Number of assessors
The number of assessors depends on the aim of the test (see Annex A).
When testing assessors' performance, training assessors or determining perception thresholds of individuals
or groups, no minimum or maximum number is required.
For descriptive product assessment, the minimum number of assessors is determined by the levels of
statistical risks accepted and shall comply with ISO 11035 or ISO 11036, i.e. preferably around 12 to 15
selected assessors.
For determining the order of preference in a hedonic test, the minimum number of assessors is determined by
the levels of statistical risks accepted, e.g. a minimum of 60 assessors per group of consumer type.
For statistical analysis of the results, other things being equal (for example, test conditions, qualification of
assessors), the larger the number of assessors, the greater the probability of revealing any systematic
difference in rank among products.
6.3 Preliminary discussion
The assessors shall be informed of the purpose of the test, i.e. ranking of test samples.
If necessary, a demonstration of a ranking procedure can be given. It is essential in this test to ensure
common understanding by all assessors of the criterion under test. The preliminary discussion shall not
influence assessors’ expectations.
© ISO 2006 – All rights reserved 3
---------------------- Page: 9 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
7 Procedure
7.1 Presentation of the samples
The assessors shall not be able to draw conclusions about the samples from the way in which they are
presented.
Prepare samples out of sight of the assessors and in an identical manner: same apparatus, vessels, same
quantity of products, same temperature, same presentation. All irrelevant differences in samples shall be
masked to avoid influencing the ranking. It is preferable to present the samples at the temperature at which
the product is generally consumed.
The vessels are identified by 3-digit numbers, chosen at random, and different from one sample to another
within one session (and preferably from one assessor to another).
The presentation takes into account the design chosen. In a “complete block” design, each assessor ranks all
the samples. It is the preferred procedure. But, if the number of samples or their nature makes it impracticable
to rank all the samples, a “balanced incomplete block” design may be used. In either case, it is necessary to
ensure that all assessors complete their part of the design and do not omit any assessment.
For balanced incomplete block designs, each assessor is presented a specific subset of the samples in a
randomized order (see Annex C for an example).
NOTE The use of a certain Balanced Incomplete Block is only possible when such a block variation exists in reality.
So it is necessary to look for a predefined block from literature, e.g. Reference [5] in the Bibliography.
Each assessor is presented with k of the p samples (k < p). The subset of k samples is determined such that,
in a single pass through the balanced incomplete block design, each sample is evaluated by n of the j
assessors (n < j) and each pair of samples is evaluated by g assessors. It may be necessary to repeat the
entire balanced incomplete block design several times in order to achieve an adequate level of sensitivity in
the study. The number of repeats is denoted by r. In total, every sample is evaluated by r × n assessors and
every pair of samples is evaluated by r × g assessors.
7.2 Reference samples
Reference samples may be included. If so, they are introduced unidentified into the series of samples.
7.3 Test technique
All assessors shall work under the same test conditions.
The assessors evaluate the samples presented in random order and place them in rank order on the
designated attribute.
2)
Instruct the assessors to avoid tied ranks . If an assessor cannot differentiate two or more of the samples,
instruct the assessor to place the samples in a rank order and record which samples they were unable to
differentiate in the comment section of the answer form.
Provided there is no danger of sensory adaptation, and the products are sufficiently stable, it may be helpful to
instruct each assessor to conduct an initial provisional ranking and then verify it by re-evaluating the samples
in the rank order.
A single attribute shall be evaluated per test. If information about the ranking of more than one attribute is
desired, each shall be evaluated by a separate test.
2) Tied ranks (identical ranks) are to be avoided and only used when assessors are really unable to differentiate
between samples.
4 © ISO 2006 – All rights reserved
---------------------- Page: 10 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
7.4 Answer form
An example of an answer form is shown in Annex D.
Sample codes should not initially appear on the blank answer form in case their positions influence assessors’
expectations about their rank order. The ranks assigned to the individual samples shall be recorded by the
assessors on the answer form.
Depending on the purpose of the test and on the test samples, it may be helpful to record additional
information through a specific answer form.
8 Expression and interpretation of results
8.1 Summary of the results and calculation of the rank sums
Table 1 illustrates how rankings of one attribute by seven assessors for four samples are tabulated. If ranking
is performed with respect to more than one attribute, a separate table is required for each attribute.
If there are tied ranks, record the mean rank of the samples that are tied. In Table 1, assessor 2 has assigned
the same rank to samples B and C. Assessor 3 has assigned the same rank to samples B, C and D.
If there is no missing data and if tied ranks are correctly calculated, all rows will have the same total. The rank
sum for each sample is obtained by adding up the ranks in each column. The rank sums indicate the
consistency of the ranks assigned by the whole group of assessors. If they are consistent, the rank sums will
be very different, but if they are inconsistent the rank sums will be similar.
8.2 Statistical analysis and interpretation
The statistical test to be chosen depends on the purpose of the test (see Annex A).
8.2.1 Determination of individual performance: Spearman correlation coefficient
To study the agreement between two rank orders (for example, rankings by two assessors or an assessor’s
rank order and an order predicted by information about the samples), the Spearman correlation coefficient, r ,
s
can be calculated:
2
6 d
∑ i
i
r =−1
s
2
pp −1
()
where
p is the number of products ranked;
d is the difference between the two rankings for sample i.
i
If the value of the Spearman correlation coefficient approaches +1, there is high agreement between the two
rank orders. If it is close to 0, the rank orders are unrelated.
If it approaches −1, there is strong disagreement between the rankings. Consideration should be given to the
possibility that an assessor has misinterpreted the instructions and has arranged the samples in the opposite
order to that intended.
Critical values of r to determine if the observed correlation is significant are given in Table 2.
s
© ISO 2006 – All rights reserved 5
---------------------- Page: 11 ----------------------
SIST ISO 8587:2011
ISO 8587:2006(E)
8.2.2 Determination of group performance in the case of a predetermined order of samples, or
[3]
confirmation of a predetermined order of samples: Page test
This analysis can be used to determine if a panel of assessors collectively agrees with, or can perceive, the
rank order of some property that a set of samples is known or predicted to have.
If Γ , ···, Γ are the theoretical rank sums of the p samples in their predetermined order, the null hypothesis of
1 p
absence of differences between the samples can be written: H : Γ = … = Γ
0 1 p
The alternative hypothesis is then: H : Γ u … u Γ , where at least one of these inequalities is strict.
1 1 p
For all products, the rank sums R , …, R are calculated (where R is the rank sum for the sample that is first
1 p 1
in the known rank order, and so on to R for the sample that is last in the known order).
p
To test the null hypothesis, H , calculate the Page coefficient L:
0
L = R + 2R + 3R + … + p⋅R .
1 2 3 p
This coefficient will be highest when the theoretical ranking of products is reproduced by the assessors.
In the case of complete block designs, compare L with the critical values in Table 3, corresponding to the
number of assessors, the number of samples and the chosen risk, for α = 0,05 or α = 0,01.
⎯ If L is less than the tabulated value, no significant differences between the products are found.
⎯ If L is equal to or greater than the tabulated value, there are significant differences between the rank
sums of the products. H is rejected and H is accepted. It is concluded that the assessors tend to rank
0 1
the samples in the predetermined order.
If the number of assessors or the number of samples is not in Table 3, calculate:
2
12Lj−⋅3 pp+1
()
′
L =
pp+−11j p
() ( )
where
p is the number of pro
...
NORME ISO
INTERNATIONALE 8587
Deuxième édition
2006-11-01
Analyse sensorielle — Méthodologie —
Classement par rangs
Sensory analysis — Methodology — Ranking
Numéro de référence
ISO 8587:2006(F)
©
ISO 2006
---------------------- Page: 1 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
PDF – Exonération de responsabilité
Le présent fichier PDF peut contenir des polices de caractères intégrées. Conformément aux conditions de licence d'Adobe, ce fichier
peut être imprimé ou visualisé, mais ne doit pas être modifié à moins que l'ordinateur employé à cet effet ne bénéficie d'une licence
autorisant l'utilisation de ces polices et que celles-ci y soient installées. Lors du téléchargement de ce fichier, les parties concernées
acceptent de fait la responsabilité de ne pas enfreindre les conditions de licence d'Adobe. Le Secrétariat central de l'ISO décline toute
responsabilité en la matière.
Adobe est une marque déposée d'Adobe Systems Incorporated.
Les détails relatifs aux produits logiciels utilisés pour la création du présent fichier PDF sont disponibles dans la rubrique General Info
du fichier; les paramètres de création PDF ont été optimisés pour l'impression. Toutes les mesures ont été prises pour garantir
l'exploitation de ce fichier par les comités membres de l'ISO. Dans le cas peu probable où surviendrait un problème d'utilisation,
veuillez en informer le Secrétariat central à l'adresse donnée ci-dessous.
© ISO 2006
Droits de reproduction réservés. Sauf prescription différente, aucune partie de cette publication ne peut être reproduite ni utilisée sous
quelque forme que ce soit et par aucun procédé, électronique ou mécanique, y compris la photocopie et les microfilms, sans l'accord écrit
de l'ISO à l'adresse ci-après ou du comité membre de l'ISO dans le pays du demandeur.
ISO copyright office
Case postale 56 • CH-1211 Geneva 20
Tel. + 41 22 749 01 11
Fax. + 41 22 749 09 47
E-mail copyright@iso.org
Web www.iso.org
Publié en Suisse
ii © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 2 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
Sommaire Page
Avant-propos. iv
1 Domaine d'application. 1
2 Références normatives . 1
3 Termes et définitions. 2
4 Principe. 2
5 Conditions générales d'essai . 2
6 Sujets . 3
6.1 Qualification . 3
6.2 Nombre de sujets. 3
6.3 Discussion préliminaire . 3
7 Mode opératoire . 4
7.1 Présentation des échantillons. 4
7.2 Échantillons de référence . 4
7.3 Technique de l’essai. 4
7.4 Formulaire de réponse . 5
8 Expression et interprétation des résultats. 5
8.1 Résumé des résultats et calcul des sommes des rangs . 5
8.2 Analyse statistique et interprétation. 5
9 Rapport d’essai . 10
Annexe A (normative) Détermination des conditions de l’essai. 15
Annexe B (informative) Exemple pratique d'application — Plan en blocs complets . 16
Annexe C (informative) Exemple pratique d'application — Plan en blocs incomplets équilibrés. 18
Annexe D (informative) Exemple de formulaire de réponse . 20
Bibliographie . 21
© ISO 2006 – Tous droits réservés iii
---------------------- Page: 3 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
Avant-propos
L'ISO (Organisation internationale de normalisation) est une fédération mondiale d'organismes nationaux de
normalisation (comités membres de l'ISO). L'élaboration des Normes internationales est en général confiée
aux comités techniques de l'ISO. Chaque comité membre intéressé par une étude a le droit de faire partie du
comité technique créé à cet effet. Les organisations internationales, gouvernementales et non
gouvernementales, en liaison avec l'ISO participent également aux travaux. L'ISO collabore étroitement avec
la Commission électrotechnique internationale (CEI) en ce qui concerne la normalisation électrotechnique.
Les Normes internationales sont rédigées conformément aux règles données dans les Directives ISO/CEI,
Partie 2.
La tâche principale des comités techniques est d'élaborer les Normes internationales. Les projets de Normes
internationales adoptés par les comités techniques sont soumis aux comités membres pour vote. Leur
publication comme Normes internationales requiert l'approbation de 75 % au moins des comités membres
votants.
L'attention est appelée sur le fait que certains des éléments du présent document peuvent faire l'objet de
droits de propriété intellectuelle ou de droits analogues. L'ISO ne saurait être tenue pour responsable de ne
pas avoir identifié de tels droits de propriété et averti de leur existence.
L'ISO 8587 a été élaborée par le comité technique ISO/TC 34, Produits alimentaires, sous-comité SC 12,
Analyse sensorielle.
Cette deuxième édition annule et remplace la première édition (ISO 8587:1988), qui a fait l’objet d’une
révision technique.
iv © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 4 ----------------------
NORME INTERNATIONALE ISO 8587:2006(F)
Analyse sensorielle — Méthodologie — Classement par rangs
1 Domaine d'application
La présente Norme internationale décrit une méthode d‘évaluation sensorielle dont l'objet est de placer une
série d‘échantillons pour essai selon un certain ordre (ou rang).
Cette méthode permet d‘évaluer des différences entre plusieurs échantillons basées sur l‘intensité d‘un seul
1)
attribut, de plusieurs attributs ou de l‘impression globale. Elle est utilisée pour trouver si des différences
existent, mais elle ne peut pas déterminer le degré de différence qui existe entre les échantillons.
La méthode convient dans les cas suivants:
a) pour évaluer la performance de sujets
1) lors de l’entraînement de sujets,
2) lors de la détermination des seuils de perception de sujets ou de groupes de sujets;
b) pour évaluer des produits
1) lors d’un premier tri d’échantillons
i) selon un critère descriptif,
ii) selon une préférence hédonique;
2) lors de la détermination de l’influence du niveau d’intensité d’un ou de plusieurs paramètres (ordre
de dilution, influence des matières premières, des méthodes de production, d’emballage ou de
stockage)
i) selon un critère descriptif,
ii) selon une préférence hédonique;
3) lors de la détermination de l’ordre de préférence dans un essai hédonique global.
2 Références normatives
Les documents de référence suivants sont indispensables pour l'application du présent document. Pour les
références datées, seule l'édition citée s'applique. Pour les références non datées, la dernière édition du
document de référence s'applique (y compris les éventuels amendements).
ISO 5492, Analyse sensorielle — Vocabulaire
ISO 6658, Analyse sensorielle — Méthodologie — Lignes directrices générales
1) Dans ce cas, chaque attribut est soumis à un essai différent dans lequel les mêmes produits reçoivent des codes
différents et sont servis dans des ordres différents au même sujet.
© ISO 2006 – Tous droits réservés 1
---------------------- Page: 5 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
ISO 8586-1, Analyse sensorielle — Guide général pour la sélection, l'entraînement et le contrôle des sujets —
Partie 1: Sujets qualifiés
ISO 8586-2, Analyse sensorielle — Guide général pour la sélection, l'entraînement et le contrôle des sujets —
Partie 2: Experts
ISO 8589, Analyse sensorielle — Directives générales pour la conception de locaux destinés à l'analyse
ISO 3534-1, Statistique — Vocabulaire et symboles — Partie 1: Termes statistiques généraux et termes
utilisés en calcul des probabilités
ISO 11035, Analyse sensorielle — Recherche et sélection de descripteurs pour l'élaboration d'un profil
sensoriel, par approche multidimensionnelle
ISO 11036, Analyse sensorielle — Méthodologie — Profil de la texture
3 Termes et définitions
Pour les besoins du présent document, les termes et définitions donnés dans l'ISO 5492 et l'ISO 3534-1
s'appliquent.
4 Principe
Les sujets reçoivent simultanément au moins trois échantillons dans un ordre aléatoire.
NOTE Bien qu'il soit possible de classer deux échantillons par rang, la méthode de comparaison par paires, telle
[1]
qu’elle est décrite dans l'ISO 5495 , est habituellement préférée.
Il leur est demandé de classer les échantillons selon un critère spécifié: soit un critère unidimensionnel
(c'est-à-dire un attribut particulier ou une caractéristique spécifique d'un attribut), soit une intensité globale
(par exemple l'impression d'ensemble).
On détermine ensuite les sommes des rangs et l’on effectue des comparaisons statistiques.
5 Conditions générales d'essai
Se référer, s'il y a lieu, aux normes (voir l’ISO 6658) décrivant les méthodes d'échantillonnage, le local dans
lequel les essais doivent être effectués (voir l'ISO 8589) et l'appareillage.
Pour la préparation des échantillons, les points importants à prendre en considération sont les suivants:
a) la préparation, le codage et la présentation des échantillons pour essai;
b) le nombre d'échantillons qui sont à comparer et qui peuvent l’être de manière fiable [à déterminer en
fonction de la nature du produit soumis à essai (effets de saturation de la sensibilité) et du modèle choisi];
il doit être basé sur
1) le type de produit [par exemple des sujets qualifiés (ISO 8586-1) ou des experts (ISO 8586-2)
peuvent évaluer jusqu'à 15 échantillons s'il s'agit d'échantillons «peu relevés»; en revanche, le
nombre de 3 peut être un maximum pour des produits âcres, épicés ou très gras, évalués par des
consommateurs], et
2) le critère à évaluer (par exemple le goût sucré est moins saturant que le goût amer);
c) l'éclairage éventuel des échantillons.
2 © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 6 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
6 Sujets
6.1 Qualification
La qualification des sujets dépend du but de l'essai (voir Annexe A).
Il est recommandé que tous les sujets aient le même niveau de qualification, ce niveau étant choisi en
fonction du but de l’essai:
a) sujets qualifiés ou experts, pour
1) l’entraînement de sujets,
2) l’évaluation sur un critère descriptif, par exemple quand on cherche à déterminer l’influence d’un ou
de plusieurs paramètres (ordre de dilution, influence des matières premières, des méthodes de
production, d’emballage ou de stockage),
3) la détermination des seuils de perception de sujets ou de groupes de sujets;
b) sujets ou consommateurs non entraînés, mais déjà familiarisés à la méthode:
1) pour une préférence hédonique,
2) lors d’un premier tri des échantillons (quand on cherche à sélectionner quelques produits parmi un
grand nombre de produits, comme essai préliminaire).
En ce qui concerne les conditions auxquelles les sujets doivent satisfaire, voir l'ISO 6658, l'ISO 8586-1 et
l'ISO 8586-2. Les sujets doivent tous être particulièrement entraînés à la méthode de classement par rangs et
aux descripteurs qui seront utilisés.
6.2 Nombre de sujets
Le nombre de sujets dépend du but de l‘essai (voir Annexe A).
Lorsque l‘objectif de l'essai est de mesurer la performance de sujets, lorsque l'on entraîne des sujets ou
lorsque l'on détermine les seuils de perception de sujets ou de groupes de sujets, il n‘y a pas lieu de fixer un
nombre minimal ou un nombre maximal de sujets.
Pour une évaluation descriptive de produits, le nombre minimal de sujets est déterminé par les niveaux des
risques statistiques choisis; il doit être conforme à l'ISO 11035 ou à l'ISO 11036, à savoir, de préférence,
entre 12 et 15 sujets qualifiés.
Pour déterminer l'ordre de préférence lors d'un essai hédonique, le nombre minimal de sujets est déterminé
par les niveaux des risques statistiques choisis; par exemple, un nombre minimal de 60 sujets par type de
consommateurs est nécessaire.
Pour l'analyse statistique des résultats, toutes choses étant égales (par exemple conditions de l'essai,
qualification des sujets), plus le nombre de sujets est élevé, plus la probabilité est grande de déceler une
différence systématique de classement entre les produits.
6.3 Discussion préliminaire
Les sujets doivent être informés du but de l‘essai, par exemple classement par rangs d'échantillons.
Si besoin est, une démonstration d'une procédure de classement par rangs peut être effectuée. Il est
primordial, dans un essai de classement, de s‘assurer que tous les sujets ont la même compréhension du
critère à évaluer. La discussion préliminaire ne doit pas influencer les attentes des sujets.
© ISO 2006 – Tous droits réservés 3
---------------------- Page: 7 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
7 Mode opératoire
7.1 Présentation des échantillons
Les sujets ne doivent pas pouvoir tirer de conclusions concernant les échantillons à partir de la façon dont ils
leur sont présentés.
Préparer les échantillons à l'abri de la vue des sujets et de manière identique: même appareillage, mêmes
récipients, même quantité de produits, même température, même présentation. Toutes les différences non
pertinentes doivent être masquées pour éviter d'influencer le classement. Il est préférable de présenter les
échantillons à la température où le produit est généralement consommé.
Les récipients sont identifiés par un nombre à 3 chiffres, choisi au hasard et différent d'un échantillon à l'autre
dans une même session (et de préférence d'un sujet à un autre).
La présentation prend en compte le plan expérimental choisi. Dans un plan en «blocs complets», chaque
sujet classe par rangs tous les échantillons. C'est la procédure préférée. Mais, si le nombre d'échantillons ou
leur nature rend impossible le classement par rangs de tous les échantillons, un plan en «blocs incomplets
équilibrés» peut être utilisé. Dans un cas comme dans l‘autre, il est nécessaire de s'assurer que tous les
sujets exécutent la partie du plan expérimental qui leur est assignée et qu‘ils n'omettent aucune évaluation.
Pour des plans en blocs incomplets équilibrés, chaque sujet reçoit un sous-ensemble spécifique
d‘échantillons dans un ordre aléatoire (voir l'exemple dans l‘Annexe C).
NOTE Il n’existe pas de plans en Bloc Incomplets Équilibrés pour toutes les situations. C’est pourquoi, il est conseillé,
pour trouver le plan approprié, de consulter la littérature, par exemple la Référence [5] donnée dans la Bibliographie.
Chaque sujet reçoit k échantillons parmi p échantillons (k < p). Le sous-ensemble k est déterminé de telle
manière que tous les échantillons soient évalués par un nombre n de sujets parmi j sujets (n < j) et que toutes
les paires d'échantillons soient évaluées par un nombre g de sujets. Il peut être nécessaire de répéter
plusieurs fois l'ensemble du plan incomplet équilibré pour que l‘étude atteigne un niveau satisfaisant de
sensibilité. Le nombre de répétitions est indiqué par r. Au total, chaque échantillon est évalué par r × n sujets
et chaque paire d'échantillons est évaluée par r × g sujets.
7.2 Échantillons de référence
Des échantillons de référence peuvent être inclus. Dans ce cas, ces échantillons sont insérés de manière
anonyme dans la série d‘échantillons.
7.3 Technique de l’essai
Tous les sujets doivent travailler dans les mêmes conditions expérimentales.
Les sujets évaluent les échantillons qui leur sont présentés dans un ordre aléatoire et ils les classent par
rangs sur l'attribut indiqué.
2)
Demander aux sujets d‘éviter les rangs ex aequo . Si un sujet ne peut pas différencier deux échantillons ou
plus de deux échantillons, lui demander de les classer par rangs et d'indiquer, dans la section commentaires
du formulaire de réponse, les échantillons qu‘il n‘a pas été capable de différencier.
À condition qu‘il n‘y ait pas de risque d'adaptation sensorielle et que les produits soient suffisamment stables,
il peut être utile d‘inviter les sujets à effectuer un premier classement provisoire et à vérifier ensuite ce
classement en réévaluant les échantillons dans l‘ordre du classement provisoire.
2) Les rangs avec ex aequo (rangs identiques) doivent être évités et être uniquement utilisés lorsque les sujets ne sont
réellement pas en mesure de différencier les échantillons.
4 © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 8 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
Un seul attribut doit être évalué par essai. Si l’on désire une information sur le classement de deux attributs ou
plus, chacun d‘eux doit être évalué au moyen d‘un essai séparé.
7.4 Formulaire de réponse
Un exemple de formulaire de réponse est indiqué dans l‘Annexe D.
Il convient de ne pas faire apparaître les codes des échantillons au début du formulaire brut de réponse, dans
la mesure où leur position peut influencer les attentes des sujets concernant le classement par rangs. Les
rangs affectés aux différents échantillons doivent être enregistrés par les sujets sur le formulaire de réponse.
En fonction du but de l‘essai et des échantillons pour essai, il peut être utile d‘enregistrer des informations
complémentaires au niveau d‘une partie spécifique du formulaire de réponse.
8 Expression et interprétation des résultats
8.1 Résumé des résultats et calcul des sommes des rangs
Le Tableau 1 illustre la façon dont sont tabulés les classements par rangs d'un attribut par sept sujets sur
quatre échantillons. Quand le classement par rangs est effectué sur plus d'un attribut, un tableau séparé est
nécessaire pour chaque attribut.
S'il existe des rangs ex aequo, attribuer aux échantillons qui sont ex aequo leur rang moyen. Dans le
Tableau 1, le sujet 2 a attribué le même classement par rangs aux échantillons B et C; le sujet 3 a affecté le
même classement aux échantillons B, C et D.
S'il ne manque aucune donnée et si les rangs ex aequo sont correctement calculés, toutes les lignes auront le
même total, quel que soit le sujet. La somme des rangs pour chaque échantillon est obtenue en ajoutant les
classements par rangs dans chaque colonne. Les sommes des rangs indiquent la cohérence des
classements attribués par l’ensemble du groupe de sujets. S’il y a cohérence entre les sujets, les sommes des
rangs seront très différentes; mais s’il n’y a pas cohérence, les sommes des rangs seront semblables.
8.2 Analyse statistique et interprétation
L'épreuve statistique à choisir dépend du but de l'essai (voir Annexe A).
8.2.1 Détermination de la performance individuelle: le coefficient de corrélation de Spearman
Pour étudier l'accord entre deux classements par rangs (par exemple les classements effectués par deux
sujets ou le classement d'un sujet avec un ordre prédit à partir d‘informations sur les échantillons), on peut
calculer le coefficient de corrélation de Spearman, r ,
s
2
6 d
∑ i
i
r =−1
s
2
pp(1−)
où
p est le nombre de produits classés;
d est la différence entre les deux classements de l'échantillon i.
i
Un coefficient de corrélation de Spearman proche de +1 indique un accord élevé entre les deux classements
par rangs. Une valeur proche de 0 indique que les deux classements sont indépendants.
© ISO 2006 – Tous droits réservés 5
---------------------- Page: 9 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
Une valeur qui s‘approche de −1 indique un désaccord élevé entre les classements par rangs. Il convient
alors d‘examiner la possibilité qu'un sujet ait mal compris les instructions et ait arrangé les échantillons dans
un ordre opposé à celui attendu.
Les valeurs critiques de r permettant de déterminer si la corrélation observée est significative sont données
s
dans le Tableau 2.
8.2.2 Détermination de la performance d’un groupe dans le cas d'un ordre prédéterminé
[3]
ou d’un ordre à confirmer: le test de Page
Cette analyse peut être utilisée pour déterminer si un groupe de sujets est d’accord collectivement avec, ou
s’il peut percevoir, le classement sur une propriété particulière auquel une série d’échantillons doit, ou est
supposé devoir, conduire.
Si Γ , . , Γ sont les sommes théoriques des rangs des p échantillons dans l‘ordre prédéterminé, l‘hypothèse
1 p
nulle d‘absence de différences entre les échantillons peut s‘écrire: H : Γ = . = Γ .
0 1 p
L‘hypothèse alternative est alors: H : Γ u . u Γ , l‘une des inégalités, au moins, étant stricte.
1 1 p
On calcule, pour tous les produits, les sommes des rangs R , … , R (avec R , la somme des rangs pour
1 p 1
l'échantillon qui vient en premier dans le classement connu, et ainsi de suite jusqu‘à R pour l'échantillon qui
p
vient en dernier dans l‘ordre connu).
L'hypothèse nulle, H , est éprouvée au moyen du coefficient de Page, L:
0
L = R + 2R + 3R + … + p⋅R .
1 2 3 p
La valeur maximale de ce coefficient est atteinte quand l‘ordre théorique est retrouvé par tous les sujets.
Dans le cas des plans en blocs complets, on compare L avec les valeurs critiques données dans le Tableau 3,
pour le nombre de sujets, le nombre d'échantillons et la valeur du risque α choisi (0,05 ou 0,01).
⎯ si L est inférieur à la valeur tabulée, aucune différence significative entre les produits n'est trouvée;
⎯ si L est égal à ou supérieur à la valeur tabulée, il existe des différences significatives entre les sommes
des rangs des produits. H est rejetée et H est acceptée. On conclut que les sujets tendent à ranger les
0 1
échantillons dans l'ordre prédéterminé.
Si le nombre de sujets ou le nombre d'échantillons ne se trouve pas dans le Tableau 3, on calcule:
2
12Lj−⋅3 p(p+ 1)
L' =
pp(1+−) j(p1)
où
p est le nombre de produits classés;
j est le nombre de sujets.
Cette quantité suit approximativement une distribution normale standard.
H est rejetée si: L′ W 1,64 (pour un risque α = 0,05) ou L′ W 2,33 (pour un risque α = 0,01) (voir Tableau 3).
0
Dans le cas de plans en blocs incomplets équilibrés, on calcule:
12Lj−⋅3 k(k+1)(p+1)
'
L =
(1)( 1)( 1)
jk⋅−k k+ p p+
6 © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 10 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
où
p est le nombre total de produits classés;
k est le nombre de produits classés par chaque sujet;
j est le nombre de sujets.
Comme L, la quantité L’ suit approximativement une distribution normale standard.
H est rejetée si L′ W 1,64 (pour un risque α = 0,05) ou L′ W 2,33 (pour un risque α = 0,01) (voir Tableau 3).
0
Comme l‘hypothèse nulle, H , est que toutes les sommes des rangs théoriques sont égales entre elles, un
0
résultat significatif ne nous indique pas que les différences entre les échantillons sont toutes perçues, mais
seulement qu‘au moins une différence entre deux échantillons a été perçue conformément à l'ordre prévu.
8.2.3 Comparaison de produits quand il n'existe pas d’ordre attendu
[2]
Le test de Friedman (Analyse de la variance par rangs) est le test qui offre la plus grande opportunité de
démontrer que les sujets identifient des différences entre les échantillons.
8.2.3.1 Test pour détecter qu’il y a une différence au moins entre deux produits
Ce test s‘applique quand les j sujets ont classé les mêmes p produits.
Calculer les sommes des rangs R , R , … , R des p échantillons sur les j assesseurs.
1 2 p
Si Γ , . , Γ sont les sommes des rangs théoriques des échantillons p, l'hypothèse nulle de l'absence de
1 p
différences entre les échantillons peut s‘écrire: H : = Γ = . = Γ .
0 1 p
L'hypothèse alternative est que les sommes des rangs ne sont pas, pour la population, toutes égales.
Pour les plans en blocs complets, la valeur du test de Friedman est
12
22
F = RR+ .+− 3j(p+1)
()1 p
test
jp⋅+(1p )
où R est la somme des rangs du produit i.
i
Si F > F du Tableau 4 pour le nombre de sujets, le nombre de produits et le risque α choisi, H est rejetée.
test 0
On conclut qu'il existe des différences réelles entre les classements des produits.
Pour les plans en blocs incomplets équilibrés:
2
12 3rn⋅ (k +1)
22
F = RR++. −
()
test 1 p
rg⋅⋅p(1k+) g
où
R est la somme des rangs du produit i;
i
r est le nombre de répétitions du plan de base en blocs incomplets équilibrés;
k est le nombre d'échantillons que chaque sujet a classé par rangs;
© ISO 2006 – Tous droits réservés 7
---------------------- Page: 11 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
n est le nombre de fois où chaque échantillon a été évalué dans le plan de base en blocs incomplets
équilibrés; et
g est le nombre de fois où chaque paire d'échantillons a été évaluée simultanément dans le plan de
base en blocs incomplets équilibrés.
Si F > F du Tableau 4 pour le nombre de sujets, le nombre de produits et le risque α choisi, H est rejetée.
test 0
On en conclut qu'il existe des différences réelles entre les classements par rangs des produits.
Si le nombre d'échantillons ou le nombre de sujets ne se trouve pas dans le Tableau 4, les valeurs critiques
2
sont obtenues au moyen d‘une approximation qui considère F comme un χ avec p − 1 degrés de liberté,
test
2
p étant le nombre de produits. Les valeurs critiques de χ sont données dans le Tableau 5.
8.2.3.2 Test pour détecter quels sont les produits significativement différents les uns des autres
Quand on a conclu, grâce au test de Friedman, qu'il existe des différences cohérentes entre les classements
des produits et que l‘on souhaite déterminer quels produits sont significativement différents les uns des autres,
on calcule alors la Plus Petite Différence Significative (PPDS) pour le risque α choisi (0,05 ou 0,01).
En considérant le niveau de α (niveau de signification, ou risque de conclure qu'il existe une différence alors
qu‘il n'y en a pas), l‘une des deux approches suivantes doit être choisie.
a) Si le niveau du risque s'applique à chaque paire individuellement, le risque à associer est α. Par exemple,
avec un risque α = 0,05 (c’est-à-dire 5 %), la valeur de z (correspondant à une probabilité normale
bilatérale de α pour le calcul de la PPDS) est égale à 1,96. Ce risque est connu comme le risque par
comparaison ou encore le risque individuel. Si, pour chaque paire, le risque est égal à α, alors il existe un
risque beaucoup plus élevé que α d'attribuer incorrectement une différence significative à une ou à
plusieurs paires dans toute l'expérience.
b) Si le risque α s'applique à l'expérience dans sa totalité, le risque à associer à chaque paire de produits
est α ′, avec α ′ = 2α /p(p − 1). Par exemple, lorsque p = 8, pour un risque α = 0,05, α ′ = 0,001 8 et la
valeur de z (correspondant à une probabilité normale bilatérale de α ′) est égale à 2,91. Ce risque est
connu comme le risque de l’expérience ou encore le risque global.
Dans la plupart des cas, c'est le second de ces deux risques, le risque de l’expérience, qui est le plus
approprié pour les décisions pratiques concernant les produits.
Pour les plans en blocs complets:
jp⋅+(1p )
PPDS = z
6
Pour les plans en blocs incomplets équilibrés:
rk(1+⋅)(n k−n+g)
PPDS = z
6
Si la différence observée entre les sommes des rangs de deux produits est égale ou supérieure à la PPDS,
alors on conclut que les deux produits ont obtenu des rangs significativement différents.
Si la différence observée est inférieure à la PPDS, alors les deux produits n'ont pas obtenu des rangs
significativement différents.
8 © ISO 2006 – Tous droits réservés
---------------------- Page: 12 ----------------------
ISO 8587:2006(F)
8.2.4 Les rangs avec des ex aequo
S‘il existe des ex aequo, le F calculé dans le cas d
...
Questions, Comments and Discussion
Ask us and Technical Secretary will try to provide an answer. You can facilitate discussion about the standard in here.