史波林，趙 鐳,*，奐 暢，汪厚銀，支瑞聰，蘇玉芳，解 楠，李 志，張璐璐

感官評價小組及成員排序能力評估的一般導(dǎo)則

史波林1，趙 鐳1,*，奐 暢2，汪厚銀1，支瑞聰1，蘇玉芳3，解 楠1，李 志1，張璐璐1

（1.中國標(biāo)準(zhǔn)化研究院食品與農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化研究所，北京 100191；2.上海大學(xué)計算機(jī)工程與科學(xué)學(xué)院，上海 200444；3.內(nèi)蒙古伊利實業(yè)集團(tuán)股份有限公司技術(shù)中心，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010110)

針對感官評價小組及成員排序能力的評估，提出重復(fù)性、再現(xiàn)性與一致性的評估指標(biāo)。分析了排序?qū)嶒灅悠贩N類、樣品間差異程度及樣品個數(shù)對感官分析儀器性能評估的重要性。確定了以樣品間的排列秩次作為能力評估統(tǒng)計的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)形式。排序能力評估中，對于無理論順序樣品，通過剔除重復(fù)性與再現(xiàn)性異常評價員結(jié)果后，采用Friedman檢驗結(jié)合最小顯著性差（least significant difference，LSD）確定實驗樣品的最優(yōu)估計順序。文章重點分析用于雙變量的Spearman秩相關(guān)及用于多變量的Kendall和諧系數(shù)，在評價小組及評價員的重復(fù)性、再現(xiàn)性與一致性等性能評估中的具體技術(shù)應(yīng)用方法與理論分析。為感官評價小組及成員排序能力評估提出了良好操作示范，也為不同感官實驗室評價小組間比對提供了理論基礎(chǔ)。既有利于評價小組及成員的長期監(jiān)測，也有利于感官分析實驗室的良好管理能力。

感官分析；排序法；評價小組及評價員；能力評估

感官分析是一門測量技術(shù)，其評價活動可分成有無差別、差別程度與差別方向這3個層次，分別對應(yīng)差別檢驗、標(biāo)度與類別、描述性分析這3 類客觀性感官分析測量方法[1]。測量中按其精度從低到高可分為定類、定序、定距和定比測量這4 個層次，分別對應(yīng)感官分析中的名義標(biāo)度、順序標(biāo)度、等距標(biāo)度、等比標(biāo)度[2-3]。

排序法屬于標(biāo)度和類別檢驗方法，為檢驗時給評價員同時提供3 個或以上樣品，要求評價員將樣品按某種感官特性的強(qiáng)弱或?qū)悠氛w印象的好壞進(jìn)行排列的分類方法[4]?？捎糜诖_定不同原料、加工、處理、包裝和貯藏等條件對產(chǎn)品一個或多個感官指標(biāo)強(qiáng)度水平的影響，或進(jìn)行精細(xì)感官分析（如描述性分析）前的預(yù)篩，也可用于篩選、培訓(xùn)評價員。排序法體現(xiàn)為感官分析中的順序標(biāo)度，是典型的定序測量。排序法是以名義標(biāo)度為代表的差別檢驗與以等距或等比標(biāo)度為代表的描述性分析的橋梁。也就是，若評價員或評價小組對樣品間差異感覺不出其強(qiáng)度順序，則他們只適合進(jìn)行差別檢驗活動；而對于排序能力好的評價小組及成員就有可能通過進(jìn)一步培訓(xùn)而成為描述性分析小組。因此，排序能力的好壞對感官評價小組的能力提高與發(fā)展起到舉足輕重的作用，其感官評價小組及成員排序能力的評估技術(shù)方法意義非凡。而國內(nèi)外有關(guān)此方面研究的文獻(xiàn)報道只出現(xiàn)于2003年，為McEwan等[5]專門研究了感官排序檢測的實驗室比對，是目前唯一系統(tǒng)介紹評價小組排序性能比對的研究；該研究重點形成了這類能力比對的技術(shù)流程與每個環(huán)節(jié)的判別標(biāo)準(zhǔn)，但只是排序表現(xiàn)評估中的能力比對方面。

對于優(yōu)秀的評價員和評價小組來講，排序同一系列樣品的多次結(jié)果間理應(yīng)具有很好的重復(fù)性、再現(xiàn)性和一致性，有時甚至隨著能力的提高，其排序結(jié)果逐漸接近實際理論順序。由此，感官評價小組及成員排序能力評估重點是分析排序檢驗結(jié)果的重復(fù)性、再現(xiàn)性與一致性問題[6]。重復(fù)性為評價小組或評價員對同一系列樣品在不同時間中多次排序結(jié)果之間的一致程度。再現(xiàn)性為同一評價小組內(nèi)部不同評價員之間或不同評價小組之間對同一系列樣品排序結(jié)果之間的一致程度。一致性為同一系列樣品，評價小組或評價員每次排序結(jié)果與理論順序或最優(yōu)估計順序之間的一致程度。對于評價小組及其成員的感官排序能力評估，需要借助系列參比樣品、通過排序?qū)嶒炘O(shè)計，采用合適的統(tǒng)計分析方法才能獲得針對重復(fù)性、再現(xiàn)性和一致性的評估，這些同樣也構(gòu)成了感官評價小組及成員排序能力評估技術(shù)的理論體系。

1 排序能力評估技術(shù)中樣品因素的影響分析

感官評價是“被試樣品”與“評價小組（評價員）”博弈的體現(xiàn)，它既可以通過合格的評價小組來分析樣品感官品質(zhì)，也可以通過已知的樣品性能來考察評價小組及其成員的能力[7]。被試樣品間的差異性難度把握對于評價員及評價小組的表現(xiàn)評估至關(guān)重要。若樣品難度過低，所有評價小組及成員的每次評價結(jié)果一致并正確，但未真正達(dá)到性能考察的作用；若樣品難度過大，幾乎所有評價小組及成員的每次評價結(jié)果一致卻不正確，也同樣失去性能評估的意義。

排序能力面對的樣品是系列樣品，對于樣品的選擇需要考慮3 個問題：1）選擇什么種類的樣品用于排序能力的表現(xiàn)評估；2）系列樣品中兩兩之間的多少差異程度比較合適；3）采用多少個系列樣品用于評估測試效率較高。

對于第1個樣品選擇問題，也就是對于樣品種類來講，在通用實驗室可以采用基本味、嗅、視等樣品；在具體產(chǎn)品的生產(chǎn)公司可采用本公司的實際產(chǎn)品或相應(yīng)的模擬體系物質(zhì)。

對于第2個樣品難度問題，每次評估的結(jié)果都一樣（要么每次都排對，要么每次都排的很亂），也就沒有評估的意義，則對于各基本感覺都有個門檻值。至少是優(yōu)選評價員所用排序樣品的濃度GB/T 16291.1—2012《感官分析選拔、培訓(xùn)與管理評價員一般導(dǎo)則第1部分：優(yōu)選評價員》[8]，并結(jié)合排序法Spearman系數(shù)臨界值確定的數(shù)學(xué)依據(jù)，來設(shè)計樣品濃度難度。結(jié)合評價小組成員的實際敏感度，建議相鄰樣品間的差異在差別閾值的1～1.5 倍之間選擇。

對于第3個樣品個數(shù)問題，需要分析對4、5、6、7 個樣品分別排序的難度，以及Spearman系數(shù)臨界值確定背后的數(shù)學(xué)依據(jù)，這個難度的把握類似于理化檢測中誤差限的確定，誤差限范圍越小難度就越大，反之難度降低。一般建議評估用樣品數(shù)為5或6 個。

2 評估技術(shù)統(tǒng)計原理及感官數(shù)據(jù)表現(xiàn)形式

排序檢驗的結(jié)果是每個評價員對樣品的排列秩序，其中每個樣品都有各自的序位，即秩；樣品間差異只代表強(qiáng)度的前后順序，而不能代表差異大小。這類定序數(shù)據(jù)內(nèi)部不可以加減乘除處理，而序列之間數(shù)據(jù)只可以加減處理，但不可以進(jìn)行乘除運算，由此可以計算同一樣品多次排序的秩和[9]。

排序能力評估就是考察定序數(shù)據(jù)間的一致性，也就是排序結(jié)果之間的離散性或相關(guān)性，即秩相關(guān)或等級相關(guān)（rank correlation）。它是用雙變量或多變量等級/排序數(shù)據(jù)作相關(guān)分析，即是一種先將x、y或多變量分別按由小到大的次序編上排序，或者變量本身就是排序資料，然后分析兩變量或多變量排序間是否相關(guān)的一種非參數(shù)相關(guān)分析法[10]。此法適用于以下特征的數(shù)據(jù)：1）不服從正態(tài)分布，因而不宜作一般直線相關(guān)分析；2）總體分布性未知；3）用等級表示的原始數(shù)據(jù)。

秩相關(guān)程度的大小及性質(zhì)用秩相關(guān)系數(shù)表示，取值為-1～+1。常用的秩相關(guān)分析方法有Spearman秩相關(guān)和Kendall秩相關(guān)。Spearman秩相關(guān)用于兩個變量的情形，Kendall和諧系數(shù)（Kendall一致性系數(shù)）用于多個變量的情形。

3 排序檢驗樣品最優(yōu)估計順序確定

在評價小組及評價員排序能力評估時，需要在已知樣品排序前提下，通過樣品來考察感官分析“儀器”的好壞。一般自制的模擬樣品，都有已知順序。但在真實樣品測試中，往往很難直接知道樣品某屬性或整體感官品質(zhì)的排列，如系列酸奶樣品的酸度、系列煙葉樣品的油分等。它們的最優(yōu)估計排序需要通過某評價小組或多個評價小組來確定。當(dāng)進(jìn)行感官分析實驗室間比對時，需要多個評價小組來確定；而對于特定實驗室評價小組及其成員的維護(hù)，就只需該小組來確定最優(yōu)估計順序。

3.1 通過單個評價小組確定最優(yōu)估計排序

3.1.1 評價員異常排序結(jié)果分析與剔除

確定系列樣品的最優(yōu)估計順序一般需要評價小組的多次重復(fù)，對于每位評價員個體也同樣經(jīng)歷了多次重復(fù)排序?qū)嶒灐Ｔ诖嘶A(chǔ)上剔除評價員個體自身重復(fù)性比較差的排序結(jié)果，接著剔除評價小組單次排序中小組內(nèi)部再現(xiàn)性較差的評價員排序結(jié)果，然后就可以根據(jù)剩下的多次重復(fù)排序結(jié)果計算最優(yōu)估計排序。

3.1.1.1 重復(fù)性異常評價員排序剔除

肯德爾（Kendall）和諧系數(shù)是分析兩個以上順序變量之間的相關(guān)性（一致性或等效性）問題，即可用于評價員的重復(fù)性判別[11]。按照公式（1）計算Kendall和諧系數(shù)。

式中：rw為Kendall和諧系數(shù)；K表示重復(fù)次數(shù)；n表示被試樣品個數(shù)；Ri表示K個評價次數(shù)在第i個樣品上所排秩次之和。

對于評價員個體，若多次排序結(jié)果間的重復(fù)性良好，也就是每次排序結(jié)果穩(wěn)定、等效，無某次排序異常現(xiàn)象。若多次排序結(jié)果間的重復(fù)性不好，也就是每次排序結(jié)果無穩(wěn)定、較離散，必然有一些排序結(jié)果比較偏離整體，也就有異常排序結(jié)果的現(xiàn)象出現(xiàn)。通過舍一法（舍去任意一次排序結(jié)果j），計算對應(yīng)剩余排序之間的重復(fù)性r’wj，并與所有重復(fù)排序后的rw進(jìn)行比較。若舍去的排序結(jié)果與整體多次排序比較等效，其剩余排序間的r’wj≤rw；若舍去的排序結(jié)果與整體多次排序間重復(fù)性不好，其剩余排序間的r’wj≥rw。由此，將所有r’wj按照降序排列，然后逐一從r’wj大到小所對應(yīng)舍去的排序結(jié)果進(jìn)行分析，結(jié)合Kendall和諧系數(shù)的顯著性檢驗，考察某次重復(fù)排序結(jié)果與整體多次排序的離散性。

3.1.1.2 再現(xiàn)性異常評價員排序剔除

對于評價小組的某次排序?qū)嶒?，若小組成員中所有評價員排序結(jié)果間的再現(xiàn)性良好，也就是評價小組排序結(jié)果內(nèi)部對系列樣品特征排列認(rèn)識統(tǒng)一、觀點一致，無某評價員排序異?，F(xiàn)象。若評價小組內(nèi)部不同評價員排序結(jié)果再現(xiàn)性不好，也就是評價小組結(jié)果不穩(wěn)定、內(nèi)部成員較離散，必然有一些評價員排序結(jié)果比較偏離小組整體，也就有異常排序結(jié)果的現(xiàn)象出現(xiàn)。

Friedman檢驗?zāi)茏畲笙薅鹊娘@示評價小組對樣品間差異的識別能力[12]。按照公式（2）計算Friedman檢驗系數(shù)Ftest。

式中：Ri為第i個樣品上所排秩次之和；p為評價員個數(shù)；n表示被試樣品個數(shù)。

通過舍一法（舍去任意一個評價員排序結(jié)果k），計算對應(yīng)剩余評價員組成的評價小組Friedman檢驗結(jié)果F’test，并與整體Ftest進(jìn)行比較。若舍去的評價員結(jié)果與小組整體排序比較等效，其剩余小組的F’test≤Ftest；若舍去的評價員結(jié)果與小組整體等效性不好，其剩余排序間的F’test≥Ftest。由此，將所有F’test按照降序排列，然后逐一從F’test大到小所對應(yīng)舍去的評價員進(jìn)行分析，結(jié)合Ftest的顯著性檢驗，考察再現(xiàn)性不佳的評價員。

3.1.2 確定評價小組對樣品的排序

將自身重復(fù)性不好的評價員排序結(jié)果與小組內(nèi)再現(xiàn)性不好的評價員排序結(jié)果一起剔除后，計算各樣品的秩和，并根據(jù)升序排列，其各樣品秩和大小的前后順序說明了評價小組對被試樣品的評價排序。通過Friedman檢驗（如無理論順序）判斷是否有顯著差異樣品，若有顯著差異，則可通過在選定的風(fēng)險α下，計算最小顯著性差（least significant difference，LSD），通過兩兩樣品的秩和之差，并與LSD值比較，來確定哪些樣品與其他樣品存在顯著性差異（α=0.05或α=0.01）[13]。按照公式（3）計算LSD。

式中：z為比較風(fēng)險；p為評價員個數(shù)；n表示被試樣品個數(shù)。當(dāng)雙尾正概率α=0.05時，z值為1.96；α=0.01時，z值為2.58。

若秩和之差等于或者大于LSD值，則這兩個樣品之間存在顯著性差異，即排序檢驗時，已區(qū)分出這兩個樣品之間的差異。反之，若秩和之差小于LSD值，則這兩個樣品之間不存在顯著性差異，即排序檢驗時，未區(qū)分出這兩個樣品之間的差異。即結(jié)合LSD值能反映評價小組對哪些樣品間排序無顯著差異，也就是可以歸成一類，即可排成同一秩次，由此確定評價小組多次重復(fù)排序后的系列樣品最優(yōu)估計順序。

3.2 通過多個評價小組確定最優(yōu)估計排序

當(dāng)進(jìn)行不同感官實驗室的評價小組能力比對時，首選需要確定系列樣品的最優(yōu)估計順序，在此不以某個實驗室評價小組的排序結(jié)果為參考，而是需要所有評價小組共同認(rèn)可的排列順序。首先根據(jù)3.1節(jié)內(nèi)容確定各評價小組對特定系列產(chǎn)品的排序結(jié)果，并代表該小組的一次排序結(jié)果，n 個評價小組就有n 個排序結(jié)果，然后類似

3.1.1 節(jié)中評價員再現(xiàn)性分析方法考察不同評價小組間的再現(xiàn)性，并剔除再現(xiàn)性差的評價小組結(jié)果，把剩余的評價小組結(jié)果根據(jù)3.1.2節(jié)的方式確定由多個評價小組獲得的系列樣品最優(yōu)估計順序。

4 評價員個體排序能力表現(xiàn)評估技術(shù)方法

4.1 評價員個體重復(fù)性評估

4.1.1 評價員重復(fù)性能評估方法

對于評價員首先要考察其重復(fù)性，也就是測量的精密性或穩(wěn)定性，不然其結(jié)果就不可信。重復(fù)性為同一評價員對同一組被試樣品在不同時間多次排序重復(fù)結(jié)果間的等效性，可通過分析Kendall（肯德爾）和諧系數(shù)（rw）的顯著性而獲得。按照公式（4）計算rw卡方檢驗值。

式中：χ2為卡方檢驗值；K表示重復(fù)次數(shù)；n表示被試樣品個數(shù)；df為自由度。

通過風(fēng)險水平α與自由度確定卡方檢驗臨界值，若大于臨界值，則表示多次排序結(jié)果具有等效性。

4.1.2 評價員重復(fù)性動態(tài)監(jiān)控方法

若多次排序結(jié)果間的重復(fù)性良好，也就是每次排序結(jié)果穩(wěn)定、等效，無某次排序異?，F(xiàn)象。若多次排序結(jié)果間的重復(fù)性不好，也就是每次排序結(jié)果無穩(wěn)定、較離散，必然有一些排序結(jié)果比較偏離整體，也就有異常排序結(jié)果的現(xiàn)象出現(xiàn)。假設(shè)每周固定一天做1 輪含5 次重復(fù)的排序評估實驗，連續(xù)12 周（3 個月），共計12 輪60 次排序結(jié)果。就可以得出周重復(fù)、月重復(fù)、季重復(fù)這3 個系列rw值。而rw的顯著性檢驗統(tǒng)計量只能從整體上評估評價員的重復(fù)性能，體現(xiàn)某個時間段后的唯一性能值；但不能直觀看到評價員每次排序效果，及多次排序之間的動態(tài)監(jiān)測情況。

根據(jù)前面的假設(shè)，同時可以計算評價員每次排序結(jié)果與最優(yōu)估計順序（或已知的理論順序）的Spearman秩相關(guān)系數(shù)rs值，則可動態(tài)的、直觀的觀察評價員每次排序結(jié)果與最優(yōu)估計順序（或已知的理論順序）的接近程度，也在一定程度上說明了評價員的重復(fù)性。按照公式（5）計算rs[14]。

式中：di為樣品i某次重復(fù)秩次與理論秩次的差；n表示被試樣品個數(shù)。

在評價員多次排序中，rs相等的排列順序不一定完全重復(fù)。比如在系列樣品（正確順序為A、B、C、D、E）的某兩次排序中，第一次將最前面2 個樣品順序顛倒了（B、A、C、D、E），而第二次將最后2 個樣品顛倒了（A、B、C、E、D）。因此，在動態(tài)監(jiān)測評價員排序重復(fù)性時，需要同時參考rw與rs值。并且對于感官評價結(jié)果來講，是以評價小組結(jié)果為依據(jù)，而非具體某個評價員的排序結(jié)果。這是因為評價員個體本身存在內(nèi)在差異性，也是在一定程度允許rs一致但不完全重復(fù)的現(xiàn)象存在。通過實驗發(fā)現(xiàn)多次排序的rs一致而Spearman檢驗顯著但排列順序不同的重復(fù)性rw檢驗也顯著。

4.2 評價員個體一致性評估

這里的一致性體現(xiàn)為評價員每次排序結(jié)果與最優(yōu)估計順序（或已知的理論順序）的吻合度。則可以通過計算每次排序結(jié)果與最優(yōu)估計順序（或已知的理論順序）的Spearman秩相關(guān)系數(shù)rs值來體現(xiàn)。

4.3 評價員個體再現(xiàn)性評估

評價員個體的再現(xiàn)性主要體現(xiàn)在同一評價小組內(nèi)不同評價員排序結(jié)果之間的相關(guān)性、統(tǒng)一性，其實也由此體現(xiàn)評價小組的內(nèi)部穩(wěn)定性，具體參考3.1.1節(jié)中的再現(xiàn)性異常評價員分析方法。而從另一個角度分析，其實評價員的再現(xiàn)性體現(xiàn)了評價員自身與評價小組結(jié)果之間的吻合性，其實在一定程度上是與評價小組結(jié)果一致性的體現(xiàn)。

5 評價小組排序能力表現(xiàn)評估技術(shù)方法

5.1 評價小組排序結(jié)果表征方式

計算整體評價小組對各樣品的秩和，并根據(jù)升序排列，其各樣品秩和的前后順序說明了評價小組對被試樣品的評價排序。通過Friedman檢驗（如無理論順序）或Page檢驗（若有理論順序）判斷是否有顯著差異樣品，則可通過在選定的風(fēng)險α下，計算LSD來確定哪些產(chǎn)品與其他產(chǎn)品存在無顯著性差異（α=0.05或α=0.01），也就是可以歸成一類，即可排成同一秩次，由此確定評價小組所獲得的系列樣品排序結(jié)果。按照公式（6）計算Page檢驗系數(shù)L[15]。

式中：R1是已知樣品順序中排序為第一的樣品的秩和，依次類推，Rn就是排序為最后的樣品的秩和；n表示被試樣品個數(shù)。

5.2 評價小組重復(fù)性評估

同4.1節(jié)中的評價員排序重復(fù)性方法，其中評價小組某次排序結(jié)果等同于評價員某次評價排序，并通過Kendall（肯德爾）和諧系數(shù)（rw）的顯著性檢驗確定重復(fù)性。也同樣通過rw與Spearman秩相關(guān)系數(shù)rs相結(jié)合的方式動態(tài)監(jiān)測評價小組每次排序結(jié)果的重復(fù)效果。

5.3 評價小組一致性評估

同4.2節(jié)評價員一致性分析方法，只是將評價小組某次排序結(jié)果等同于評價員某次評價排序來處理。

5.4 評價小組再現(xiàn)性評估

對于具體某一評價小組再現(xiàn)性的好壞來評估該評價小組性能的作用不是很大。評價小組再現(xiàn)性主要應(yīng)用于感官分析實驗室間不同評價小組的能力比對中，特別是比對所用系列樣品沒有理論順序時，通過小組間的再現(xiàn)性剔除異常評價小組結(jié)果后獲得最優(yōu)估計順序。

6 結(jié) 語

在感官評價中，被測樣品與測量儀器“評價小組及成員”是一把雙刃劍，也是任何測量的博弈對立面。既需要通過已知樣品考察評價小組及其成員的性能，也可以通過性能合格“儀器”來檢測被試樣品。而被測樣品難度過高或過低都不能很好監(jiān)控“儀器”性能的細(xì)微變化，尋找適合感官評價小組表現(xiàn)評估的系列樣品至關(guān)重要。同時類似于理化檢測儀器性能評估，也需要對感官分析儀器評估指標(biāo)提出具體的量值化閾值（標(biāo)準(zhǔn)值）及相應(yīng)的允許誤差。對于特定感官分析實驗室，可以通過長期監(jiān)控確定一項適合自己實驗室的閾值與允差。對于實驗室比對來講，也需要一定實驗周期與一定數(shù)量感官分析實驗室評價小組的表現(xiàn)評估數(shù)據(jù)積累，獲得能代表現(xiàn)階段國內(nèi)評價小組整體水平的表現(xiàn)評估閾值與允差。

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General Guidance for Performance Evaluation of Sensory Ranking Panels and Panelists

SHI Bo-lin1, ZHAO Lei1,*, HUAN Chang2, WANG Hou-yin1, ZHI Rui-cong1, SU Yu-fang3, XIE Nan1, LI Zhi1, ZHANG Lu-lu1
(1. Food and Agriculture Standardization Institute, China National Institute of Standardization, Beijing 100191, China; 2. School of Computer Engineering and Science, Shanghai University, Shanghai 200444, China; 3. Technology Center, Inner Mongolia YiLi Industrial Group Co. Ltd., Hohhot 010110, China)

Repeatability, reproducibility and consistency are considered as the indexes for the ranking capability of panels and panelists for sensory evaluation. The type, difference and number of samples are very important in ranking performance measurement. Rank is identified as the basic data style to evaluate the ranking capability. If the order of samples is unknown, the optimal evaluation order should be firstly confirmed by the methods combining Friedman test and least significant difference (LSD) after unsuitable panelists who have less repeatability and reproducibility are rejected. This paper was focused on the application approach of the two-variable Spearman rank correlation and Kendall coefficient of concordance for multiple variables in evaluating the repeatability, reproducibility, consistency of panels and panelists. Meanwhile, a good manufacturing practice to evaluate the ranking capability of panels and panelists has been established, which will provide a theoretical foundation for proficiency testing of sensory ranking panels from different laboratories. It is not only helpful for monitoring the performance of panels and panelists, but also for improving management capacity of sensory evaluation laboratories.

sensory analysis; ranking; panels and panelists; performance evaluation

TS207.3

A

1002-6630（2014）17-0346-05

10.7506/spkx1002-6630-201417064

2014-04-03

中國標(biāo)準(zhǔn)化研究院院長基金項目（562013Y-3079）；質(zhì)檢公益性行業(yè)科研專項（201410006）

史波林（1981—），男，副研究員，博士，研究方向為食品感官評價與智能感官分析。E-mail：shibl@cnis.gov.cn

*通信作者：趙鐳（1968—），女，副研究員，博士，研究方向為食品感官分析標(biāo)準(zhǔn)化。E-mail：zhaolei@cnis.gov.cn