ГОСТ ISO 8587—2015
прогнозируемое на основе информации об образцах), коэффициент корреляции Спиермана, rs, может
быть вычислен по формуле
6 i 1)■
1-
р
(
р
2 -1)
о )
где р — количество упорядоченных продуктов,
cl, — разница меду двумя расстановками для /’-го образца.
Если значение коэффициента корреляции Спиермана приближается к +1, то существует соот
ветствие между двумя ранговыми порядками. Если он близок к 0. то ранговые порядки являются не
связанными.
Если значение коэффициента корреляции Спиермана приближается к -1. то существует разно
гласие между двумя расстановками в определенном порядке. Следует рассмотреть возможность, что
дегустатор неправильно интерпретировал инструкции и расположил образцы в порядке, противопо
ложном задуманному.
Критические значения rs, чтобы устанавливать значимость наблюдаемой корреляции, приведены
в таблице 2.
8.2.2Определение групповой характеристики в случае зараное заданного или
подтверждения зараное заданного порядка образцов: тест Пейджа [3]
Этот анализ может быть использован для того, чтобы установить, соглашается ли комиссия дегу
статоров или может ли она воспринимать ранговый порядок по некоторому свойству, которое должен
иметь набор образцов согласно имеющейся информации или прогнозу.
Если Г, ,...,Гр являются теоретическими ранговыми суммами р образцов в их предварительно
установленном порядке, то нуль-гипотезу отсутствия различий между образцами можно записать как
Н0:Г Л* ...Т ,
Тогда альтернативная гипотеза имеет вид: Ну Г, s ... £ Гр, где. по меньшей мере, одно из этих не
равенств является строгим.
Для всех продуктов вычисляют ранговые суммы Я, ....Яр (где Я, есть ранговая сумма для образ
ца. который является первым в известном ранговом порядке, и так далее до Яр для образца, который
является последним в известном порядке).
Чтобы проверить нулевую гипотезу Н0вычисляют коэффициент Пейджа L по формуле
L = Я, + 2Я2 + ЗЯ3+... +р Яр.(2)
Этот коэффициент будет самым большим при воспроизведении дегустаторами теоретического
ранжирования продуктов.
В случае моделей полного блока сравнивают L с критическими значениями (см. таблицу 3). со
ответствующими количеству дегустаторов, количеству образцов и выбранному риску, для а = 0,05 или а
= 0.01.
- Если L меньше значения, указанного в таблице, то не обнаруживаются какие-либо значимые раз
личия между продуктами.
- Если L равно или больше значения, указанного в таблице, то имеются значимые различия между
ранговыми суммами продуктов. HQисключается, а Я, принимается. Делают заключение, что дегустато
ры имеют склонность к ранжированию образцов в предварительно установленном порядке.
Если количество дегустаторов или количество образцов другое, чем в таблице 3, то коэффициент
Пейджа вычисляют по формуле
,,
12L-3/-p(p+D 2
Р(Р*1)J/(P-1){3)
где у— количество дегустаторов;
р — количество ранжированных продуктов.
Это количество приблизительно следует стандартному нормальному распределению.
Н0исключается, если L’2 1.64 (с риском 0.05) или L’£ 2,33 (с риском 0.01) (см. таблицу 3).
5