projet de norme marocaine · ics : 67.240 correspondance la présente norme est une reprise...

ICS : 67.240

Correspondance La présente norme est une reprise intégrale de la norme ISO 5495:2005+Cor1:2006+A1:2016.

Droits d'auteurDroit 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 accord formel. Ce document est à usage exclusif et non collectif des clients de l'IMANOR, Toute mise en réseau, reproduction et rediffusion, sous quelque forme que ce soit, même partielle, sont strictement interdites.

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PNM ISO 5495IC 08.0.607

2021

Projet de Norme Marocaine

Norme Marocaine homologuée Par décision du Directeur de l’Institut Marocain de Normalisation N°........ , publiée au B.O N° ....

La présente norme annule et remplace la NM ISO 5495 homologuée en 2008.

Analyse sensorielle

Méthodologie

Essai de comparaison par paires

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PNM ISO 5495:2021

Avant-Propos National

L’Institut Marocain de Normalisation (IMANOR) est l’Organisme National de Normalisation. Il a été créé par la Loi N° 12-06 relative à la normalisation, à la certification et à l’accréditation sous forme d’un Etablissement Public sous tutelle du Ministère chargé de l’Industrie et du Commerce.

Les normes marocaines sont élaborées et homologuées conformément aux dispositions de la Loi N° 12- 06 susmentionnée.

La présente norme marocaine NM ISO 5495 a été examinée et adoptée par la Commission de Normalisation des méthodes d'analyse, échantillonnage alimentaires (029)

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Sommaire Page

Avant-propos..................................................................................................................................................... iv 1 Domaine d'application.......................................................................................................................... 1 2 Références normatives ........................................................................................................................ 2 3 Termes et définitions............................................................................................................................ 3 4 Principe.................................................................................................................................................. 4 5 Conditions générales de l'essai .......................................................................................................... 4 6 Sujets ..................................................................................................................................................... 5 6.1 Qualification .......................................................................................................................................... 5 6.2 Nombre de sujets.................................................................................................................................. 5 7 Mode opératoire .................................................................................................................................... 5 8 Analyse et interprétation des résultats .............................................................................................. 6 8.1 Lors d'un essai de différence .............................................................................................................. 6 8.1.1 Cas d'un essai unilatéral...................................................................................................................... 6 8.1.2 Cas d'un essai bilatéral ........................................................................................................................ 6 8.2 Lors d'un essai de similitude .............................................................................................................. 7 8.2.1 Cas d'un essai unilatéral...................................................................................................................... 7 8.2.2 Cas d'un essai bilatéral ........................................................................................................................ 7 9 Rapport .................................................................................................................................................. 7 10 Fidélité et erreurs systématiques........................................................................................................ 8 Annexe A (normative) Tableaux ....................................................................................................................... 9 Annexe B (informative) Exemples .................................................................................................................. 16 Bibliographie .................................................................................................................................................... 23

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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 5492 a été élaborée par le comité technique ISO/TC 34, Produits alimentaires, sous-comité SC 12, Analyse sensorielle.

Cette troisième édition annule et remplace la deuxième édition (ISO 5495:1983), qui a fait l'objet d'une révision technique.

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NORME INTERNATIONALE ISO 5495:2005(F)

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Analyse sensorielle — Méthodologie — Essai de comparaison par paires

1 Domaine d'application

La présente Norme internationale décrit un mode opératoire permettant de déterminer s'il existe une différence sensorielle perceptible ou une similitude entre les échantillons de deux produits sur l'intensité d'une propriété sensorielle. Cet essai est parfois également appelé essai de différence directionnel ou essai 2-AFC (Alternative Forced Choice). En effet, l'essai de comparaison par paires est un essai à choix forcé entre deux alternatives.

NOTE L'essai de comparaison par paires est l'épreuve de classement la plus simple qui puisse exister puisqu'elle porte seulement sur deux échantillons.

La méthode est applicable s'il existe une différence pour une seule propriété sensorielle ou pour plusieurs, ce qui signifie qu'elle permet de déterminer s'il existe une différence perceptible sur une propriété donnée, de préciser le sens de la différence, mais elle ne donne pas d'indications sur l'amplitude de la différence. L'absence de différence pour l'attribut étudié ne signifie pas qu'il n'existe pas de différence entre les deux produits.

La présente méthode n'est applicable que si les produits sont relativement homogènes.

La méthode est efficace pour

a) déterminer

⎯ s'il existe (essai par paires de différence), ou

⎯ s'il n'existe pas de différence perceptible (essai par paires de similitude), quand, par exemple, desmodifications sont apportées aux ingrédients, à la transformation, à l'emballage, aux opérations demanutention ou de stockage;

b) sélectionner, entraîner et contrôler les sujets.

Il est nécessaire de savoir, avant la réalisation de l'essai, si on se trouve dans un cas d'essai unilatéral (l'expérimentateur a un a priori sur le sens de la différence et l'hypothèse alternative correspond à l'existence d'une différence dans le sens attendu) ou, dans un cas d'essai bilatéral, (l'expérimentateur n'a pas d'a priori sur le sens de la différence et l'hypothèse alternative correspond à l'existence d'une différence dans un sens ou dans l'autre).

L'essai par paires peut également être utilisé pour comparer deux produits en terme de préférence. Les différents cas d'utilisation de l'essai par paires sont résumés dans la Figure 1. Proj

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NOTE Seuls les essais non hédoniques sont traités dans la présente Norme internationale.

Figure 1 — Différents cas possibles d'utilisation de l'essai de comparaison par paires

EXEMPLE 1 (Cas a) On a modifié la fabrication d'un biscuit de façon à le rendre plus croustillant. On veut vérifier si cette augmentation est perceptible. On cherche donc à mettre en évidence une différence et on veut voir si le nouveau produit est perçu plus croustillant que le produit habituel (contrôle).

EXEMPLE 2 (Cas b) Un fabriquant sait que le produit peut contenir des traces d'un ingrédient qui confère un défaut de flaveur au produit. Il souhaite donc déterminer la quantité maximale acceptable pour que la différence de flaveur avec un produit référence sans cet ingrédient soit peu perceptible et donc sans conséquence fâcheuse.

EXEMPLE 3 (Cas c) On veut fabriquer une nouvelle soupe et on veut comparer deux ingrédients qui apporteront la saveur salée. Pour des raisons de coût, on veut retenir l'ingrédient qui, à même concentration, apportera la saveur salée la plus intense. On ne sait pas à priori quel ingrédient va produire la saveur salée la plus forte et on cherche à mettre en évidence une différence.

EXEMPLE 4 (Cas d) Un fabriquant de matières plastiques utilisées notamment par les constructeurs automobiles pour les planches de bord cherche, pour des raisons économiques, à remplacer l'agent lubrifiant habituel par un nouvel agent mais ne veut pas que la nouvelle formule de matière plastique soit perçue moins glissante ou plus glissante que la formule habituelle. Il s'agit de déterminer si, pour une même concentration, le nouvel agent apporte le même niveau de «glissant» que le produit habituel. On cherche à montrer que les deux agents sont similaires en terme de «pouvoir glissant» mais on ne sait pas à priori quel agent peut produire le caractère glissant le plus fort.

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 5492:1992, Analyse sensorielle — Vocabulaire

ISO 6658:1985, Analyse sensorielle — Méthodologie — Guide général

ISO 8586-1:1993, Analyse sensorielle — Guide général pour la sélection, l'entraînement et le contrôle des sujets — Partie 1: Sujets qualifiés

ISO 8586-2:1994, Analyse sensorielle — Guide général pour la sélection, l'entraînement et le contrôle des sujets — Partie 2: Experts

ISO 8589:1988, Analyse sensorielle — Directives générales pour la conception de locaux destinés à l'analyse

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3 Termes et définitions Pour les besoins du présent document, les termes et définitions donnés dans l'ISO 5492 et les suivants s'appliquent.

3.1 risque α (alpha) probabilité de conclure qu'il existe une différence perceptible alors qu'il n'en existe pas

NOTE Également appelé erreur de type I, niveau de signification ou taux de faux positifs.

3.2 risque β (bêta) probabilité de conclure qu'il n'existe aucune différence perceptible alors qu'il en existe une

NOTE Également appelé erreur de type II ou taux de faux négatifs.

3.3 différence situation dans laquelle les échantillons peuvent être distingués sur la base de leurs propriétés sensorielles

NOTE La proportion d'évaluations au cours desquelles une différence perceptible est détectée entre les produits, pour la propriété sensorielle étudiée est donnée par le symbole pd.

3.4 test unilatéral test dans lequel l'expérimentateur a un a priori sur le sens de la différence

NOTE L'hypothèse nulle est H0, les produits ne sont pas différents; p, proportion de réponses correctes observées, égal 1/2. L'hypothèse alternative est H1, p > 1/2.

3.5 test bilatéral test dans lequel l'expérimentateur n'a pas d'a priori sur le sens de la différence

NOTE L'hypothèse nulle est H0, les produits ne sont pas différents; p, proportion de réponses observées pour l'un des échantillons, égal 1/2. L'hypothèse alternative est H1, p ≠ 1/2.

3.6 réponses correctes réponses attendues dans le cas d'un test unilatéral, nombre de sujets ayant sélectionné l'échantillon attendu par l'expérimentateur comme le plus intense pour la propriété sensorielle étudiée

3.7 réponses consensuelles valeur la plus élevée, dans le cas d'un test unilatéral, entre le nombre de sujets ayant sélectionné l'échantillon A et ceux ayant sélectionné l'échantillon B

NOTE Le calcul ci-dessus est effectué étant donné qu’il n’y a pas de réponses correctes.

3.8 produit matériau à évaluer

3.9 échantillon unité de produit préparée, présentée et évaluée au cours de l'essai

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3.10 sensibilité terme général utilisé pour résumer les caractéristiques de performance de l'analyse

NOTE En termes statistiques, la sensibilité de l'essai est définie par les valeurs de α, β et pd.

3.11 similitude situation dans laquelle les différences perceptibles entre les échantillons sont si petites que les produits peuvent être interchangeables

4 Principe

Le nombre de sujets est choisi en fonction de la sensibilité souhaitée pour l'essai. (Voir 6.2 et la note de bas de page accompagnant les Tableaux A.4 et A.5.)

Les sujets reçoivent un ensemble de deux échantillons (c'est-à-dire une paire). Les sujets désignent celui des échantillons qu'ils pensent être plus intense pour la propriété sensorielle considérée, même si ce choix ne repose que sur une supposition.

NOTE Un des échantillons peut être un contrôle.

Le nombre de fois où chaque échantillon a été sélectionné est décompté et la signification est déterminée par référence à une table statistique, en considérant les résultats obtenus pour l'échantillon attendu (test unilatéral) ou le plus grand nombre de réponses obtenues pour l'un ou l'autre des échantillons (test bilatéral).

5 Conditions générales de l'essai

5.1 Définir l'objectif de l'essai par écrit de manière claire, afin de déterminer si l'essai à mener est un essai unilatéral ou bilatéral, si c'est un essai de différence ou de similitude et quelle est la sensibilité la plus appropriée.

5.2 Effectuer l'essai dans des conditions empêchant toute communication entre les sujets jusqu'à ce que toutes les évaluations aient été terminées, en utilisant des installations et des cabines conformes à l'ISO 8589.

5.3 Préparer les échantillons à l'abri des regards des sujets et de manière identique pour chacun d'eux: même appareillage, mêmes récipients.

5.4 Les sujets ne doivent pas pouvoir tirer de conclusions sur l'intensité de la propriété à partir de la façon dont les échantillons leur sont présentés. Par exemple pour un essai tactile, on doit éviter toute différence d'aspect. Masquer toutes les différences de couleur, si le but de l'essai ne porte pas sur la couleur, en utilisant des filtres à lumière et/ou un faible éclairage. On peut également présenter les échantillons successivement et non simultanément en cas de légères différences d'aspect.

5.5 Coder les échantillons ou les récipients contenant les échantillons de façon uniforme en utilisant, de préférence, des nombres à trois chiffres, choisis au hasard pour chaque essai. Chaque paire est composée de deux échantillons portant chacun un code différent. De préférence, il convient d'utiliser des codes différents pour chaque sujet au cours d'une session. Cependant, les deux mêmes codes peuvent être utilisés pour tous les sujets au sein d'un essai, à condition que chaque code ne soit utilisé qu'une fois par sujet au cours d'une session (par exemple si plusieurs essais par paires portant sur différents produits sont conduits au cours de la même session).

5.6 La quantité ou le volume présenté doit être identique pour les deux échantillons constituant chaque paire, de même que la quantité ou le volume de tous les autres échantillons dans une série d'essais sur un type de produit donné. La quantité ou le volume à évaluer peut être imposé. Si ce n'est pas le cas, il convient de préciser aux sujets de prendre des quantités ou des volumes toujours similaires, quel que soit l'échantillon.

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5.7 La température des échantillons constituant chaque paire doit être identique, de même que celle de tous les autres échantillons dans une série d'essais effectués sur un type de produit donné. Il est préférable de présenter les échantillons à la température à laquelle le produit est généralement consommé.

5.8 Il doit être précisé aux sujets s'ils doivent ou non suivre un protocole particulier pour évaluer les produits (par exemple avaler ou non les échantillons pour un essai gustatif ou effectuer un geste particulier pour un essai tactile) ou s'ils sont libres de procéder comme ils le veulent. Dans ce dernier cas, il convient de leur demander de procéder de la même façon pour tous les échantillons.

5.9 Pendant les séances d'essai, éviter de donner des informations sur l'identité du produit, les effets attendus du traitement ou les performances individuelles jusqu'à la fin de tous les essais.

6 Sujets

6.1 Qualification

Il convient que tous les sujets aient le même niveau de qualification, ce niveau étant choisi en fonction du but de l'essai (voir l'ISO 8586-1 et l'ISO 8586-2). L'expérience et l'habitude du produit peuvent améliorer les performances d'un sujet et peuvent de ce fait augmenter les chances de trouver une différence significative. Il peut s'avérer utile de suivre la performance des sujets dans le temps pour une sensibilité accrue.

Tous les sujets doivent être habitués aux mécanismes de l'essai par paires (le formulaire de réponse, la tâche et le mode opératoire d'évaluation). De plus, les sujets doivent être capables de reconnaître la propriété sensorielle sur laquelle porte l'essai. Cette propriété doit être définie verbalement, au moyen d'une substance de référence ou en présentant quelques échantillons présentant différents niveaux d'intensité pour la propriété à examiner.

6.2 Nombre de sujets

Choisir le nombre de sujets de façon à obtenir le niveau de sensibilité requis pour l'essai (voir le Tableau A.4 pour un test unilatéral et le Tableau A.5 pour un test bilatéral). L'utilisation d'un grand nombre de sujets accroît la possibilité de détecter des petites différences entre les produits. Toutefois, dans la pratique, le nombre de sujets est souvent déterminé par des conditions matérielles (par exemple la durée de l'expérience, le nombre de sujets disponibles, la quantité de produit). Lors d'un essai de différence, le nombre habituel de sujets est compris approximativement entre 24 et 30. Lors d'un essai de similitude, environ deux fois plus de sujets (soit approximativement 60) sont nécessaires pour une sensibilité équivalente. Dans le cas d'essai de similitude, il convient d'éviter les évaluations répétées par un même sujet. Pour les essais de différence, on peut envisager des évaluations répétées, mais cela reste à éviter autant que possible. Toutefois, si des évaluations répétées sont nécessaires pour réaliser un nombre total d'évaluations suffisant, il convient de faire en sorte que tous les sujets réalisent le même nombre d'évaluations répétées. Par exemple si seulement 10 sujets sont disponibles, faire réaliser à chaque sujet trois essais par paires pour obtenir un nombre total de 30 évaluations.

NOTE Analyser trois évaluations réalisées par dix sujets comme 30 évaluations indépendantes n'est pas valide lorsqu'on recherche une similitude en utilisant le Tableau A.3. Cependant, le test de différence utilisant les Tableaux A.1 et A.2 est valide même lorsque des répétitions sont réalisées [5], [6]. Des publications récentes, [1], [2], sur des essais de discrimination avec répétitions suggèrent des approches alternatives pour analyser les évaluations répétées.

7 Mode opératoire

7.1 Préparer les feuilles de protocole et les formulaires de réponse (voir Figures B.1, B.2 et B.3) avant de procéder à l'essai afin d'utiliser un nombre égal des deux ordres de présentation possibles des deux produits, A et B.

7.2 Présenter les deux échantillons constituant une paire successivement ou simultanément (voir 5.4). En cas de présentation simultanée, disposer les deux échantillons de la même façon pour chaque sujet (en ligne

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de gauche à droite, en ligne de bas en haut, etc.). Les sujets doivent examiner les deux échantillons au sein de la paire dans l'ordre indiqué sur le formulaire de réponse, mais les sujets sont généralement autorisés à répéter les évaluations pour chaque échantillon s'ils le souhaitent (si, bien sûr la nature du produit testé permet ces évaluations répétées).

7.3 Il convient de prévoir un formulaire de réponse par paire d'échantillons. Si un sujet est amené à effectuer plus d'un essai au cours d'une séance, collecter le formulaire de réponse complété et les échantillons inutilisés avant de présenter la paire suivante. Le sujet ne peut ni revenir sur aucun des échantillons précédents ni modifier son verdict sur aucun des essais précédents.

7.4 Ne pas poser de questions sur la préférence, l'acceptation ou le degré de différence après le choix de l'échantillon plus intense. Le choix que vient de faire le sujet peut biaiser la réponse à toute question supplémentaire. Les réponses à de telles questions peuvent être obtenues grâce à des essais séparés concernant la préférence, l'acceptation, le degré de différence, etc., voir l'ISO 6658. Une section «Commentaires» demandant les raisons du choix peut être incorporée pour les remarques des sujets.

7.5 L'essai par paires est un mode opératoire de «choix forcé»; les sujets ne sont pas autorisés à choisir l'option «aucune différence». Il convient de demander à un sujet qui ne détecte aucune différence entre les échantillons de choisir un des échantillons et de signaler qu'il ne s'agit que d'une supposition dans la partie «Commentaires» du formulaire de réponse.

8 Analyse et interprétation des résultats

8.1 Lors d'un essai de différence

8.1.1 Cas d'un essai unilatéral

Utiliser le Tableau A.1 pour analyser les données obtenues à partir d'un essai par paires. Si le nombre de réponses correctes est supérieur ou égal au nombre donné dans le Tableau A.1 (correspondant au nombre de sujets et au niveau de risque α choisis pour l'essai), conclure qu'il existe une différence perceptible entre les échantillons (voir B.1).

Si cela est souhaité, calculer un intervalle de confiance sur la proportion de la population capable de distinguer les échantillons. Cette méthode est décrite en B.5.

Il convient qu'aucune conclusion ne soit tirée pour des nombres maximum de réponses correctes inférieurs à n/2.

8.1.2 Cas d'un essai bilatéral

Utiliser le Tableau A.2 pour analyser les données obtenues à partir d'un essai par paires. Si le nombre de réponses consensuelles est supérieur ou égal au nombre donné dans le Tableau A.2 (correspondant au nombre de sujets et au niveau de risque α choisis pour l'essai), conclure qu'il existe une différence perceptible entre les échantillons (voir B.3).


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8.2 Lors d'un essai de similitude 1)


Utiliser le Tableau A.3 pour analyser les données obtenues à partir d'un essai par paires. Si le nombre de réponses correctes est inférieur ou égal au nombre donné dans le Tableau A.3 (correspondant au nombre de sujets, au niveau de risque β et à la valeur de pd choisis pour l'essai), conclure qu'il n'existe pas de différence significative entre les échantillons (voir B.2). Si les résultats doivent être comparés d'un essai à l'autre, il convient alors de choisir la même valeur de pd pour tous les essais.


Il convient qu'aucune conclusion ne soit tirée pour des nombres maximum de réponses correctes inférieurs à n/2.

8.2.2 Cas d'un essai bilatéral

Utiliser le Tableau A.3 pour analyser les données obtenues à partir d'un essai par paires. Si le nombre de réponses consensuelles est inférieur ou égal au nombre donné dans le Tableau A.3 (correspondant au nombre de sujets, au niveau de risque β et à la valeur de pd choisis pour l'essai), conclure qu'il n'existe pas de différence significative entre les échantillons (voir B.4). Si les résultats doivent être comparés d'un essai à l'autre, il convient alors de choisir la même valeur de pd pour tous les essais.


9 Rapport

Consigner dans le rapport l'objectif de l'essai, les résultats et les conclusions. Il est recommandé d'y ajouter les informations supplémentaires suivantes:

⎯ le but de l'essai et la nature du traitement étudié;

⎯ l'identification complète des échantillons: origine, méthode de préparation, forme, entreposage précédant l'essai, quantité présentée, température (il convient que les informations concernant l'échantillon indiquent que toutes les opérations d'entreposage, de manipulation et de préparation ont été réalisées de façon à produire des échantillons qui ne diffèrent que par la variable d'intérêt, si elle existe);

⎯ le nombre de sujets, le nombre de réponses correctes ou consensuelles et le résultat de l'évaluation statistique (incluant les valeurs α, β et pd utilisées pour l'essai);

⎯ les sujets: expérience (en analyse sensorielle, avec le produit, avec les échantillons de l'essai), âge et sexe (voir l'ISO 8586-1 et l'ISO 8586-2);

⎯ toutes les informations et recommandations spécifiques relatives à l'essai données au sujet, notamment dans le cas où une définition précise et des échantillons de référence illustrant l'attribut testé et/ou un protocole d'essai aient été indiqués aux sujets;

⎯ l'environnement d'essai: installation utilisée pour l'essai, présentation simultanée ou séquentielle, si l'identité des échantillons a été révélée après l'essai et, si oui, de quelle façon;

1) Dans la présente Norme internationale, «similaire» ne signifie pas «identique». Ce terme signifie plutôt que deux produits sont suffisamment semblables pour être interchangeables. Il n'est pas possible de prouver que deux produits sont identiques. En revanche, il peut être prouvé qu'une différence existant entre deux produits est tellement minime qu'elle n'a aucune importance significative.

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⎯ le lieu, la date de l'essai et le nom de l'animateur de jury.

10 Fidélité et erreurs systématiques

Étant donné que les résultats des essais de discrimination sont fonction des sensibilités individuelles, il est impossible d'établir une déclaration générale sur la reproductibilité des résultats qui soit applicable à toutes les populations de sujets. La fidélité concernant une population particulière de sujets augmente avec la taille du panel, ainsi qu'avec l'entraînement et l'exposition au produit.

Étant donné qu'une procédure de «choix forcé» est utilisée, les résultats obtenus grâce à cette méthode sont exempts d'erreur systématique, à condition que les précautions indiquées dans l'Article 7 soient totalement respectées.

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Annexe A (normative)

Tableaux

A.1 Détermination d'une différence perceptible ou d'une similitude

Voir Tableaux A.1 à A.3.

Tableau A.1 — Nombre minimal de réponses correctes nécessaire pour conclure qu'il existe une différence perceptible, sur la base d'un essai unilatéral par paires 2), 3)

α α n 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001

n 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001

10 7 8 9 10 10 36 22 23 24 26 28 11 8 9 9 10 11 37 22 23 24 27 29 12 8 9 10 11 12 38 23 24 25 27 29 13 9 10 10 12 13 39 23 24 26 28 30 14 10 10 11 12 13 40 24 25 26 28 31 15 10 11 12 13 14

44 26 27 28 31 33 16 11 12 12 14 15 48 28 29 31 33 36 17 11 12 13 14 16 52 30 32 33 35 38 18 12 13 13 15 16 56 32 34 35 38 40 19 12 13 14 15 17 60 34 36 37 40 43 20 13 14 15 16 18

64 36 38 40 42 45 21 13 14 15 17 18 68 38 40 42 45 48 22 14 15 16 17 19 72 41 42 44 47 50 23 15 16 16 18 20 76 43 45 46 49 52 24 15 16 17 19 20 80 45 47 48 51 55 25 16 17 18 19 21

84 47 49 51 54 57 26 16 17 18 20 22 88 49 51 53 56 59 27 17 18 19 20 22 92 51 53 55 58 62 28 17 18 19 21 23 96 53 55 57 60 64 29 18 19 20 22 24 100 55 57 59 63 66 30 18 20 20 22 24

104 57 60 61 65 69 31 19 20 21 23 25 108 59 62 64 67 71 32 19 21 22 24 26 112 61 64 66 69 73 33 20 21 22 24 26 116 64 66 68 71 76 34 20 22 23 25 27 120 66 68 70 74 78 35 21 22 23 25 27

NOTE 1 Les valeurs du tableau sont exactes car elles sont fondées sur la distribution binomiale. Pour les valeurs de n non incluses dans le tableau, une approximation des valeurs manquantes peut être obtenue de la façon suivante: Nombre minimal de réponses (x) = nombre entier le plus proche supérieur à ( )1 / 2 0,25 x n z n= + + , où z varie en fonction du niveau de signification comme suit: 0,84 pour α = 0,20; 1,28 pour α = 0,10; 1,64 pour α = 0,05; 2,33 pour α = 0,01; 3,09 pour α = 0,001. NOTE 2 Les valeurs de n < 18 ne sont généralement pas recommandées pour les essais par paires de différence.

2) Les valeurs données dans ce tableau ont été calculées à partir de la formule exacte de la loi binomiale de paramètre p = 0,5 avec n répétitions grâce à la macro SAS développée dans la Référence [4]. 3) Les valeurs correspondent au nombre minimal de réponses correctes requis pour être significatif par rapport au niveau α déterminé (c'est-à-dire la colonne) pour le nombre correspondant de sujets, n (c'est-à-dire la ligne). Rejeter l'affirmation «aucune différence» si le nombre de réponses correctes est supérieur ou égal à la valeur du tableau.

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Tableau A.2 — Nombre minimal de réponses consensuelles nécessaire pour conclure qu'il existe une différence perceptible, sur la base d'un essai bilatéral par paires 2), 3)

α α n

0,20 0,10 0,05 0,01 0,001 n

0,20 0,10 0,05 0,01 0,001

10 8 9 9 10 36 23 24 25 27 29

11 9 9 10 11 11 37 23 24 25 27 29

12 9 10 10 11 12 38 24 25 26 28 30

13 10 10 11 12 13 39 24 26 27 28 31

14 10 11 12 13 14 40 25 26 27 29 31

15 11 12 12 13 14

44 27 28 29 31 34

16 12 12 13 14 15 48 29 31 32 34 36

17 12 13 13 15 16 52 32 33 34 36 39

18 13 13 14 15 17 56 34 35 36 39 41

19 13 14 15 16 17 60 36 37 39 41 44

20 14 15 15 17 18

64 38 40 41 43 46

21 14 15 16 17 19 68 40 42 43 46 48

22 15 16 17 18 19 72 42 44 45 48 51

23 16 16 17 19 20 76 45 46 48 50 53

24 16 17 18 19 21 80 47 48 50 52 56

25 17 18 18 20 21

84 49 51 52 55 58

26 17 18 19 20 22 88 51 53 54 57 60

27 18 19 20 21 23 92 53 55 56 59 63

28 18 19 20 22 23 96 55 57 59 62 65

29 19 20 21 22 24 100 57 59 61 64 67

30 20 20 21 23 25

104 60 61 63 66 70

31 20 21 22 24 25 108 62 64 65 68 72

32 21 22 23 24 26 112 64 66 67 71 74

33 21 22 23 25 27 116 66 68 70 73 77

34 22 23 24 25 27 120 68 70 72 75 79

35 22 23 24 26 28

NOTE 1 Les valeurs du tableau sont exactes car elles sont fondées sur la distribution binomiale. Pour les valeurs de n non incluses dans le tableau, une approximation des valeurs manquantes peut être obtenue de la façon suivante:

Nombre minimal de réponses (x) = nombre entier le plus proche supérieur à ( )1 / 2 0,25 x n z n= + + , où z varie en fonction du niveau de signification comme suit: 1,28 pour α = 0,20; 1,64 pour α = 0,10; 1,96 pour α = 0,05; 2,58 pour α = 0,01; 3,29 pour α = 0,001.

NOTE 2 Les valeurs de n < 18 ne sont généralement pas recommandées pour les essais par paires de différence. Projet

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Tableau A.3 — Nombre maximal de réponses correctes ou consensuelles nécessaire pour conclure que deux échantillons sont similaires, sur la base d'un essai par paires 4), 5)

pd pd n β

10 % 20 % 30 % 40 % 50 % n β

10 % 20 % 30 % 40 % 50 % 18 0,001 — — — — — 60 0,001 — — — 33

0,01 — — — — — 0,01 — — — 33 36 0,05 — — — — 9 0,05 — — 32 35 38 0,10 — — — 9 10 0,10 — 30 33 36 40 0,20 — — 9 10 11 0,20 — 32 35 38 41

24 0,001 — — — — — 66 0,001 — — — — 37 0,01 — — — — 12 0,01 — — 33 36 40 0,05 — — — 12 13 0,05 — — 35 39 43 0,10 — — 12 13 14 0,10 — 34 37 40 44 0,20 — — 13 14 15 0,20 — 35 39 42 46

30 0,001 — — — — — 72 0,001 — — — 37 40 0,01 — — — — 16 0,01 — — 36 40 44 0,05 — — — 16 17 0,05 — — 39 43 47 0,10 — — 15 17 18 0,10 — 37 41 44 48 0,20 — 15 16 18 20 0,20 — 39 42 46 50

36 0,001 — — — — — 78 0,001 — — — 40 44 0,01 — — — 18 20 0,01 — — 40 44 48 0,05 — — 18 20 22 0,05 — 39 43 47 51 0,10 — — 19 21 23 0,10 — 40 44 48 53 0,20 — 18 20 22 24 0,20 — 42 46 50 54

42 0,001 — — — — 21 84 0,001 — — — 44 48 0,01 — — — 21 24 0,01 — — 43 48 53 0,05 — — 21 23 26 0,05 — 42 46 51 55 0,10 — — 22 25 27 0,10 — 44 48 52 57 0,20 — 22 24 26 28 0,20 — 46 50 54 59

48 0,001 — — — — 25 90 0,001 — — — 48 53 0,01 — — — 25 28 0,01 — — 47 52 57 0,05 — — 25 27 30 0,05 — 45 50 55 60 0,10 — — 26 28 31 0,10 — 47 52 56 61 0,20 — 25 27 30 33 0,20 45 49 54 58 63

54 0,001 — — — — 29 96 0,001 — — — 52 57 0,01 — — — 29 32 0,01 — — 50 56 61 0,05 — — 28 31 34 0,05 — 49 54 59 64 0,10 — 27 30 32 35 0,10 — 50 55 60 66 0,20 — 28 31 34 37 0,20 48 53 58 62 68

4) Les valeurs données dans cette table ont été obtenues grâce au programme basé sur le calcul d’intervalles de confiance, à partir de la formule exacte de la loi binomiale, développé dans la Référence [7].

5) Les valeurs correspondent au nombre maximal de réponses correctes ou consensuelles requis pour la «similitude» aux niveaux pd, β et n choisis. Accepter l'hypothèse «aucune différence» au niveau de confiance 100(1 − β) % si le nombre de réponses correctes ou consensuelles est inférieur ou égal à la valeur indiquée dans le tableau.

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Tableau A.3 (suite)

pd pd n β

10 % 20 % 30 % 40 % 50 % n β

10 % 20 % 30 % 40 % 50 % 102 0,001 — — — 55 61 120 0,001 — — 61 67 73

0,01 — — 54 59 65 0,01 — — 65 71 78 0,05 — 52 57 63 68 0,05 — 62 68 75 81 0,10 — 54 59 64 70 0,10 — 64 70 77 83 0,20 51 56 61 67 72 0,20 60 67 73 79 85

108 0,001 — — 54 59 65 126 0,001 — 64 70 77 0,01 — — 57 63 69 0,01 — — 68 75 82 0,05 — 55 61 67 72 0,05 — 66 72 79 85 0,10 — 57 63 68 74 0,10 — 68 74 81 87 0,20 54 60 65 71 76 0,20 64 70 76 83 89

114 0,001 — — 57 63 69 132 0,001 — — 67 74 81 0,01 — — 61 67 73 0,01 — 65 72 79 86 0,05 — 59 65 71 77 0,05 — 69 76 83 90 0,10 — 61 67 72 79 0,10 — 71 78 85 92 0,20 57 63 69 75 81 0,20 67 73 80 87 94

NOTE 1 Les valeurs du tableau sont exactes car elles sont fondées sur la distribution binomiale. Pour les valeurs de n non incluses dans le tableau, calculer la limite supérieure de confiance 100(1 − β) % pour pd, comme suit:

( ) 2 32 1 2x /n z nx x /n⎛ ⎞⎡ ⎤− + × −⎜ ⎟⎣ ⎦ ⎝ ⎠β

où x est le nombre de réponses correctes ou consensuelles, n le nombre de sujets et zβ varie comme suit:

0,84 pour β = 0,20; 1,28 pour β = 0,10; 1,64 pour β = 0,05; 2,33 pour β = 0,01; 3,09 pour β = 0,001. Si la valeur calculée est inférieure à la limite présélectionnée pour pd, déclarer les échantillons similaires au niveau de signification β.

NOTE 2 Les valeurs de n < 30 ne sont généralement pas recommandées pour les essais par paires de similitude.

NOTE 3 Les valeurs correspondant à un nombre total de réponses correctes < n/2 ne sont pas mentionnées dans ce tableau. Elles sont symbolisées par le signe —.

A.2 Approche statistique pour la détermination du nombre de sujets à partir du Tableau A.4 (test unilatéral) et du Tableau A.5 (test bilatéral)

La sensibilité statistique de l'essai est fonction de trois valeurs: le risque α, le risque β et la proportion autorisée maximale de sujets percevant une différence pd

6). Avant d'effectuer l'essai, sélectionner les valeurs pour α, β et pd en utilisant les directives suivantes.

6) Dans la présente Norme internationale, la probabilité d'une réponse correcte, pc, est calculée d'après la formule pc = 1 × pd + (1/2) × (1 − pd), où pd est la proportion de la population entière de sujets capables de faire la distinction entre les deux échantillons. Un modèle psychométrique du processus de décision du sujet, tel que le modèle Thurstone-Ura (Référence [3]), pourrait également être appliqué dans le cas de l'essai par paires.

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En règle générale, un résultat statistiquement significatif pour un risque α:

⎯ de 10 % à 5 % (0,10 à 0,05) est une preuve faible qu'une différence était apparente;

⎯ de 5 % à 1 % (0,05 à 0,01) est une preuve moyenne qu'une différence était apparente;

⎯ de 1 % à 0,1 % (0,01 à 0,001) est une forte preuve qu'une différence était apparente; et

⎯ inférieur à 0,1 % (< 0,001) est une très forte preuve qu'une différence était apparente.

Pour les risques β, la force de la preuve qu'une différence n'était pas apparente est déterminée en utilisant les mêmes critères que ceux spécifiés ci-dessus (en remplaçant «était apparente» par «n'était pas apparente»).

La proportion maximale autorisée de sujets percevant une différence pd, se divise en trois plages:

⎯ pd < 25 % représente les faibles valeurs;

⎯ 25 % < pd < 35 % représente les valeurs moyennes; et

⎯ pd > 35 % représente les grandes valeurs.

Choisir le nombre de sujets de façon à obtenir le niveau de sensibilité requis par l'essai. Identifier dans le Tableau A.4 la section correspondant à la valeur retenue pour pd et la colonne correspondant à la valeur retenue pour β. Le nombre minimal de sujets requis se trouve alors dans la ligne correspondant à la valeur retenue pour α. Il est également possible d'utiliser le Tableau A.4 pour constituer un ensemble de valeurs pour pd, α et β fournissant une sensibilité acceptable tout en maintenant le nombre de sujets dans des limites pratiques. Cette approche est détaillée dans la Référence [4].

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Tableau A.4 — Nombre de sujets requis pour un essai par paires unilatéral 7), 8)

β α

0,50 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001 0,50 — a — — 9 22 33 0,20 — 12 19 26 39 58 0,10 — 19 26 33 48 70 0,05 13 23 33 42 58 82 0,01 35 40 50 59 80 107

0,001

pd = 50 %

38 61 71 83 107 140

0,50 — - 9 20 33 55 0,20 — 19 30 39 60 94 0,10 14 28 39 53 79 113 0,05 18 37 53 67 93 132 0,01 35 64 80 96 130 174

0,001

pd = 40 %

61 95 117 135 176 228

0,50 — — 23 33 59 108 0,20 — 32 49 68 110 166 0,10 21 53 72 96 145 208 0,05 30 69 93 119 173 243 0,01 64 112 143 174 235 319

0,001

pd = 30 %

107 172 210 246 318 412

0,50 — 23 45 67 133 237 0,20 21 77 112 158 253 384 0,10 46 115 168 214 322 471 0,05 71 158 213 268 392 554 0,01 141 252 325 391 535 726

0,001

pd = 20 %

241 386 479 556 731 944

0,50 — 75 167 271 539 951 0,20 81 294 451 618 1 006 1 555 0,10 170 461 658 861 1 310 1 905 0,05 281 620 866 1 092 1 583 2 237 0,01 550 1 007 1 301 1 582 2 170 2 927

0,001

pd = 10 %

961 1 551 1 908 2 248 2 937 3 812 a Les cases non remplies correspondent à des cas ne présentant aucun intérêt dans la pratique (fortes valeurs pour α et β compte tenu du pd fixé).

7) Les valeurs données dans ce tableau ont été reprises de la Référence [4] ou calculées à partir de la formule exacte de la loi binomiale de paramètre p = 0,5 avec n réponses grâce à la macro SAS développée dans cette référence.

8) Les valeurs correspondent au nombre minimal de sujets requis pour effectuer un essai par paires avec un niveau spécifié de sensibilité, déterminé par les valeurs de pd, α et β. Identifier dans le tableau la section correspondant à la valeur choisie pour pd et la colonne correspondant à la valeur choisie pour β. Lire le nombre minimal de sujets dans la ligne correspondant à la valeur choisie pour α.

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Tableau A.5 — Nombre de sujets requis pour un essai par paires bilatéral 8), 9)

β α

0,50 0,20 0,10 0,05 0,01 0,001 0,50 — a — — 23 33 52 0,20 — 19 26 33 48 70 0,10 — 23 33 42 58 82 0,05 17 30 42 49 67 92 0,01 26 44 57 66 87 117

0,001

pd = 50 %

42 66 78 90 117 149

0,50 — — 25 33 54 86 0,20 — 28 39 53 79 113 0,10 18 37 53 67 93 132 0,05 25 49 65 79 110 149 0,01 44 73 92 108 144 191

0,001

pd = 40 %

48 102 126 147 188 240

0,50 — 29 44 63 98 156 0,20 21 53 72 96 145 208 0,10 30 69 93 119 173 243 0,05 44 90 114 145 199 276 0,01 73 131 164 195 261 345

0,001

pd = 30 %

121 188 229 267 342 440

0,50 — 63 98 135 230 352 0,20 46 115 168 214 322 471 0,10 71 158 213 268 392 554 0,05 101 199 263 327 455 635 0,01 171 291 373 446 596 796

0,001

pd = 20 %

276 425 520 604 781 1 010

0,50 — 240 393 543 910 1 423 0,20 170 461 658 861 1 310 1 905 0,10 281 620 866 1 092 1 583 2 237 0,05 390 801 1 055 1 302 1 833 2 544 0,01 670 1 167 1 493 1 782 2 408 3 203

0,001

pd = 10 %

1 090 1 707 2 094 2 440 3 152 4 063 a Les cases non remplies correspondent à des cas ne présentant aucun intérêt dans la pratique (fortes valeurs pour α et β compte tenu du pd fixé).

9) Les valeurs données dans ce tableau ont été calculées à partir de la formule exacte de la loi binomiale de paramètre p = 0,5 avec n réponses grâce à la macro SAS développée dans la Référence [4].

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Annexe B (informative)

Exemples

B.1 Exemple 1 — Essai par paires unilatéral pour confirmer qu'il existe une différence concernant l'intensité d'un attribut entre deux échantillons

B.1.1 Contexte

Suite à des remarques consommateurs, des modifications technologiques ont été apportées pour produire un biscuit plus croustillant que le produit habituel. Avant de passer à un essai de préférence avec un grand nombre de consommateurs, le développement veut s'assurer que les modifications technologiques ont apporté l'effet désiré. Il souhaite limiter le risque de conclure à une différence qui n'existe pas. En revanche, ayant la possibilité de faire d'autres modifications technologiques, il est prêt à accepter un risque important de ne pas mettre en évidence une différence qui existe.

B.1.2 But de l'essai

Il s'agit de confirmer que le nouveau produit est effectivement plus croustillant. On est donc dans un cas de test unilatéral.

B.1.3 Nombre de sujets

Pour éviter au développement de conclure à tort à une différence qui n'existerait pas, le responsable de l'analyse sensorielle propose un seuil α = 0,05, un pourcentage de sujets détectant la différence pd égal à 30 % et un β = 0,50. Il consulte donc le Tableau A.4 et trouve qu'il faut au minimum 30 sujets.

B.1.4 Conduite de l'essai

30 assiettes avec un biscuit «A» (le contrôle) et 30 assiettes avec un biscuit «B» (le prototype) sont codées avec des nombres uniques pris au hasard. Pour 15 sujets les produits sont présentés dans l'ordre AB, pour les 15 autres dans l'ordre BA. Un exemple de formulaire de réponse est donné à la Figure B.1.

B.1.5 Analyse et interprétation des résultats

21 sujets désignent l'échantillon B comme plus croustillant. En se référant au Tableau A.1 sur la ligne correspondant à n = 30 et dans la colonne α = 0,05, on constate que 20 réponses dans le sens attendu sont suffisantes pour déclarer les 2 échantillons significativement différents.

B.1.6 Rapport et conclusions

L'analyste sensoriel note dans le rapport que le prototype est apparu comme plus croustillant pour le panel (n = 30, x = 21) à un niveau de signification de 5 %. Des biscuits peuvent donc être fabriqués avec le nouveau procédé pour des essais de préférence avec des consommateurs. Proj

et de

norm

e maro

caine

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Essai par paires

Nom:.................................................... Code sujet:.................................................Date...................................................

Instructions:

Goûtez les 2 échantillons en commençant par celui situé à votre gauche. Indiquez le code de l'échantillon qui est le plus croustillant dans l'espace ci-dessous. Si vous n'êtes pas sûr, faites une proposition ; vous pouvez indiquer dans la rubrique «Commentaires» qu'il s'agit d'une supposition.

L'échantillon le plus croustillant est: ........................................

Commentaires éventuels:.....................................................................................................................................................

.............................................................................................................................................................................................

.............................................................................................................................................................................................

Figure B.1 — Formulaire de réponse pour l'Exemple 1

B.2 Exemple 2 — Essai par paires unilatéral destiné à confirmer que deux échantillons sont similaires sur un attribut donné

B.2.1 Contexte

Un fabriquant sait que le produit peut contenir des traces d'un ingrédient qui confère un défaut de flaveur herbacé au produit. Il souhaite donc déterminer la quantité maximale acceptable pour que la différence de flaveur avec un produit référence sans cet ingrédient (T) soit peu perceptible et donc sans conséquence fâcheuse.


Il s'agit de déterminer la quantité maximale de l'ingrédient acceptable pour que la différence de flaveur herbacée avec un produit référence sans cet ingrédient soit peu perceptible et donc sans conséquence fâcheuse.


Le fabriquant veut être raisonnablement sûr des spécifications concernant la quantité admissible de l'ingrédient responsable d'un défaut herbacé. Ainsi, dans ce test, le risque de ne pas détecter une différence de flaveur herbacée (β) doit être maintenu le plus bas possible. Le risque α de conclure à tort à l'existence d'une différence qui n'existerait pas est de moindre importance, puisqu'il conduirait uniquement à une spécification plus conservatrice. β est donc fixé à 0,05, α à 0,50 et le pourcentage de sujets détectant la différence pd est fixé à 20 %. Il consulte donc le Tableau A.4 et trouve qu'il faut au minimum 67 sujets. Cependant, en regardant dans le Tableau A.3, il constate que pour les valeurs de β et pd choisies, un minimum de 78 sujets sont nécessaires pour pouvoir utiliser le tableau (dans les cas inférieurs à 78, les nombres maximum de réponses correctes ou consensuelles proposés sont inférieurs au hasard, soit n/2, et n'apparaissent donc pas dans le tableau). Le fabricant décide donc de faire appel à 78 sujets.


Compte tenu d'essais préliminaires et des connaissances antérieures, une concentration cible C est fixée. Les deux solutions sont préparées et chacune est répartie dans 78 gobelets codés avec des nombres uniques pris au hasard. Pour 39 sujets les produits sont présentés dans l'ordre TC, pour les 39 autres dans l'ordre CT. Un exemple de formulaire de réponse est donné à la Figure B.1, mais dans ce cas il s'agit de comparer les échantillons sur le caractère herbacé.

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78 sujets participent au test. 41 sujets désignent l'échantillon C comme plus herbacé. Dans le Tableau A.3 on voit que pour n = 78 et pour un pd de 20 % et un β de 0,05, la valeur maximale pour conclure que les échantillons sont similaires est égale à 39. Le nombre de réponses correctes obtenues lors de l'essai étant supérieur à cette valeur, l'analyste note qu'il n'est pas possible de conclure à une similitude entre les échantillons.


L'analyste sensoriel note dans le rapport que la concentration C est trop forte pour être acceptée comme valeur admissible tolérée et recommande de tester une concentration légèrement inférieure.

B.3 Exemple 3 — Essai par paires bilatéral pour confirmer qu'il existe une différence concernant l'intensité d'un attribut entre deux échantillons

B.3.1 Contexte

Un fabriquant de soupe souhaite déterminer lequel de deux ingrédients à base de sodium apporte la saveur salée la plus intense. Cet ingrédient sera sélectionné dans la formulation d'une nouvelle production car il pourra être utilisé à une plus faible concentration et il reviendra moins cher (les deux produits ayant le même prix au kilogramme). Si aucune différence significative n'apparaît d'autres ingrédients seront testés.


Il s'agit de déterminer lequel de deux ingrédients apporte une saveur salée la plus intense pour une même concentration. On est donc dans un cas de test bilatéral.


L'analyste sensoriel veut être sûr à 95 % qu'une proportion importante de sujets seront capables de percevoir une différence. Il fixe donc α à 0,05 et pd à 50 %. Toutefois, conclure à tort qu'il n'existe pas de différence entraînera des coûts supplémentaires puisque d'autres ingrédients devront être testés. En conséquence, l'analyste sensoriel fixe β à 0,10. Il consulte donc le Tableau A.5 et trouve qu'il faut au minimum 42 sujets. Il décide d'en recruter 44.


Deux lots de soupe A et B sont préparés, leur seule différence étant l'ingrédient apportant la saveur salée. Les deux échantillons sont présentés chauds dans des coupes en céramique codées avec des nombres uniques pris au hasard. Pour 22 sujets les soupes sont présentées dans l'ordre AB, pour les 22 autres dans l'ordre BA. Un exemple de formulaire de réponse est donné dans la Figure B.2.


Quarante quatre sujets participent au test. Trente deux désignent l'échantillon A comme plus salé et douze désignent l'échantillon B comme plus salé. En se référant au Tableau A.2 sur la ligne correspondant à n = 44 et dans la colonne α = 0,05, on constate que le plus grand des deux effectifs obtenus pour A ou B doit être supérieur ou égal à 29 pour déclarer les 2 échantillons significativement différents. Le Tableau A.2 montre également qu'une valeur supérieure ou égale à 31 permet de conclure à une différence significative au seuil de 1 %. Proj

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L'analyste sensoriel note dans le rapport que l'ingrédient A est perçu plus salé que l'ingrédient B au seuil de 1 %. Cet ingrédient A est donc retenu pour la future production.

Essai par paires

Code de l'essai: 845-2003

Sujet n° 14 Nom: .................................... Date:................................................

Instructions:

Goûtez les 2 échantillons de gauche à droite. Choisissez l'échantillon le plus salé et identifiez-le en faisant une croix dans la case correspondante.

842 376 Commentaires:

........................................................................................

........................................................................................

Si vous souhaitez faire un commentaire sur les raisons de votre choix ou sur les caractéristiques des échantillons, vous pouvez le faire dans la rubrique «Commentaires».


B.4 Exemple 4 — Essai par paires bilatéral destiné à confirmer que deux échantillons sont similaires sur un attribut donné

B.4.1 Contexte

Un fabriquant de matières plastiques utilisées notamment par les constructeurs automobiles pour les planches de bord cherche, pour des raisons économiques, à remplacer l'agent lubrifiant habituel par un nouvel agent mais ne veut pas que la nouvelle formule de matière plastique soit perçue moins glissante ou plus glissante que la formule habituelle.


Il s'agit de déterminer si, pour une même concentration, le nouvel agent apporte le même niveau de «glissant» que le produit habituel.


Le fabriquant veut être raisonnablement sûr que le nouvel ingrédient apporte le même niveau de «glissant» perçu que l'agent lubrifiant habituel. Ainsi, dans ce test, le risque de ne pas détecter une différence de glissant doit être maintenu le plus bas possible. Le risque α de conclure à tort à l'existence d'une différence qui n'existerait pas est néanmoins d'importance car il conduirait à garder l'agent habituel plus cher. β est donc fixé à 0,05, α à 0,10 et le pourcentage de sujets détectant la différence pd est fixé à 30 %. Il consulte donc le Tableau A.5 et trouve qu'il faut au minimum 119 sujets. Pour équilibrer les ordres de présentation, il décide de faire appel à 120 sujets.

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Deux lots de plaques plastiques A et B sont préparés, leur seule différence étant l'agent apportant le caractère glissant. Les deux plaques sont présentées dans des boites codées avec des nombres uniques pris au hasard. Pour 60 sujets les échantillons sont présentés dans l'ordre AB, pour les 60 autres dans l'ordre BA. Un exemple de formulaire de réponse est donné ci-dessous.


Les 120 sujets recrutés participent au test. 67 sujets désignent la plaque A comme plus glissante et 53 désignent l'échantillon B. En se référant au Tableau A.3 dans le bloc correspondant à n = 120, la ligne correspondant à un β de 0,05 et dans la colonne pd = 30 %, on lit la valeur 68. Le plus grand des deux effectifs obtenus (67) étant inférieur à cette valeur 68, on peut donc conclure à la similitude entre les deux échantillons au niveau de confiance 95 % et à la valeur de pd choisie pour l'essai.


L'analyste sensoriel note dans le rapport que le nouvel agent apporte un niveau de glissant similaire à l'agent habituel et peut donc être choisi pour la production future.

Essai par paires _________________________________________________________________________________________

Nom: .........................................................Code sujet: ..................................... Date: ...........................................

_________________________________________________________________________________________

Instructions:

Il vous est demandé de comparer les 2 échantillons du point de vue du caractère glissant. Une plaque glissante est une plaque ne présentant pas de résistance au mouvement tangentiel de la main à sa surface. Veuillez toucher les deux produits, en commençant par celui situé à votre gauche, et en suivant le protocole suivant: passage du plat de la main, avec une faible pression de gauche à droite.

Choisissez l'échantillon le plus glissant et identifiez-le en faisant une croix dans la case correspondante.

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B.5 Exemple 5 — Intervalles de confiance pour essai par paires

B.5.1 Contexte

S'ils le souhaitent les analystes ont la possibilité de calculer un intervalle de confiance sur la proportion de sujets réellement capables de différencier les 2 échantillons (c'est-à-dire corrigé du hasard). Les calculs, basés ici sur l'approximation par la loi normale, sont les suivants, où x = nombre de réponses dans le sens attendu (test unilatéral) ou nombre de réponses consensuelles (test bilatéral) et n = nombre total de réponses:

⎯ pc (proportion de réponses attendues ou consensuelles) = x/n

⎯ dp̂ (proportion de sujets percevant une différence) = 2 pc − 1

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⎯ sd (erreur standard de dp̂ ) = 2 c c(1 ) /p p n− = 2 ( )2 3/n x x n× −

⎯ limite supérieure de confiance = dp̂ + zαsd

⎯ limite inférieure de confiance = dp̂ − zαsd

où zα est la valeur critique de la loi normale centrée réduite donnée dans le tableau ci-dessous:

Test

Niveau zα unilatéral zα bilatéral

80 % 0,84 1,28

90 % 1,28 1,64

95 % 1,64 1,96

99 % 2,33 2,58

99,9 % 3,10 3,29


Dans l'Exemple 3 (essai par paires de différence bilatéral), les données étaient les suivantes: n = 44, x = 32, α = 0,05 et β = 0,10. Il s'en suit que:

⎯ pc = x/n = 32/44 = 0,73

⎯ dp̂ (proportion de différenciateurs) = 2 pc − 1 = 2 × 0,73 − 1 = 0,45

⎯ sd (erreur standard de dp̂ ) = 2 ( )2 3/n x x n× − = 2 × ( )2 332 44 32 / 44× − = 0,134

⎯ limite supérieure de confiance à 95 % = dp̂ + zαsd = 0,45 + 1,96 × 0,134 = 0,71

⎯ limite inférieure de confiance à 95 % = dp̂ − zαsd = 0,45 − 1,96 × 0,134 = 0,19

L'analyste peut donc être certain à 95 % qu'au moins 19 % de la population est capable de distinguer les échantillons. Ce résultat est en accord avec la conclusion donnée dans l'Exemple 3, indiquant l'échantillon A comme plus salé, puisqu'il montre que l'intervalle de confiance ne contient pas la valeur nulle et va au-delà de la limite fixée initialement pour l'essai (pd à 50 %).

Dans l'Exemple 4, (essai par paires de similitude bilatéral), les données étaient les suivantes: n = 120, x = 67,α = 0,10 et β = 0,05. Il s'en suit que:

⎯ pc = x/n = 67/120 = 0,56;

⎯ dp̂ (proportion de différenciateurs) = 2 pc – 1 = 2 × 0,56 – 1 = 0,12

⎯ sd (erreur standard de dp̂ ) = 2 ( )2 3/n x x n× − = 2 × ( )2 3120 67 67 /120× − = 0,09

⎯ limite supérieure de confiance à 95 % = dp̂ + zαsd = 0,12 + 1,96 × 0,09 = 0,29

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⎯ limite inférieure de confiance à 95 % = dp̂ − zαsd = 0,12 − 1,96 × 0,09 = − 0,06

L'analyste peut donc être certain à 95 % que la proportion réelle de la population capable de distinguer les échantillons n'est pas supérieure à 29 %.

Pris ensemble, les intervalles de confiance autorisent une erreur de 5 % pour les limites supérieure et inférieure, donc l'analyste sensoriel peut être certain à 90 % que la proportion de différenciateurs est comprise entre 0 % et 29 % de la population. Nous sommes donc en dessous des limites fixées initialement (pd de 30 %). L'analyste peut donc conclure qu'il n'y a pas de différence perceptible entre les échantillons.

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Bibliographie

[1] ENNIS, D.M. and BI, J., The Beta-Binomial Model: Accounting for Inter-trial Variation in Replicated Difference and Preference Tests, Journal of Sensory Studies, Vol. 13, No. 4, 1998, pp. 389-412.

[2] BROCKHOFF, P.B. and SCHLICH, P., Handling replications in discrimination tests, Food Quality and Preference, Vol. 9, No. 5, 1998, pp. 303-312

[3] FRIJTERS, J.E.R., Three-Stimulus Procedure in Olfactory Psycholophysics: An Experimental Comparison of Thurstone-Ura and Three-Alternative Forced-Choice Models of Signal Detection Theory, Perception and Psychophysics, Vol. 28, No. 5, 1980, pp. 390-397

[4] SCHLICH, P. Risk Tables for Discrimination Tests, Food Quality and Preference, Vol. 4, 1993, pp. 141-151

[5] KÜNERT, J. and MEYNERS, M., On the triangle test with replications, Food Quality and Preference, vol. 10, 1999

[6] KUNERT, J. On repeated difference testing, Food Quality and Preference, vol. 12, 2001, pp. 385-391

[7] MACRAE, A. Confidence intervals for the triangular test, Food Quality and Preference, vol. 6, 1995, pp. 61-67

[8] ISO 3534-1, Statistique — Vocabulaire et symboles — Partie 1 : Probabilité et termes statistiques généraux.

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ICS 67.240 Réf. no ISO 5495:2005/Cor.1:2006(F)

© ISO 2006 – Tous droits réservés

Publié en Suisse

NORME INTERNATIONALE ISO 5495:2005 RECTIFICATIF TECHNIQUE 1

Publié 2006-07-15

INTERNATIONAL ORGANIZATION FOR STANDARDIZATION • МЕЖДУНАРОДНАЯ ОРГАНИЗАЦИЯ ПО СТАНДАРТИЗАЦИИ • ORGANISATION INTERNATIONALE DE NORMALISATION


RECTIFICATIF TECHNIQUE 1

Sensory analysis — Methodology — Paired comparison test

TECHNICAL CORRIGENDUM 1

Le Rectificatif technique 1 à l'ISO 5495:2005 a été élaboré par le comité technique ISO/TC 34, Produits alimentaires, sous-comité SC 12, Analyse sensorielle.

Page 3

Remplacer la définition 3.7 par la suivante (modification soulignée):

3.7 réponses consensuelles valeur la plus élevée, dans le cas d’un test bilatéral, entre le nombre de sujets ayant sélectionné l’échantillon A et ceux ayant sélectionné l’échantillon B

Page 6


Supprimer la dernière phrase commençant par: «Il convient qu’aucune conclusion...» Projet

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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 (IEC) en ce qui concerne la normalisation électrotechnique.

Les procédures utilisées pour élaborer le présent document et celles destinées à sa mise à jour sont décrites dans les Directives ISO/IEC, Partie 1. Il convient, en particulier, de prendre note des différents critères d’approbation requis pour les différents types de documents ISO. Le présent document a été rédigé conformément aux règles de rédaction données dans les Directives ISO/IEC, Partie 2 (voir www.iso.org/directives).

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. Les détails concernant les références aux droits de propriété intellectuelle ou autres droits analogues identifiés lors de l’élaboration du document sont indiqués dans l’Introduction et/ou dans la liste des déclarations de brevets reçues par l’ISO (voir www.iso.org/brevets).

Les appellations commerciales éventuellement mentionnées dans le présent document sont données pour information, par souci de commodité, à l’intention des utilisateurs et ne sauraient constituer un engagement.

Pour une explication de la signification des termes et expressions spécifiques de l’ISO liés à l’évaluation de la conformité, ou pour toute information au sujet de l’adhésion de l’ISO aux principes de l’OMC concernant les obstacles techniques au commerce (OTC), voir le lien suivant: Avant-propos — Informations supplémentaires.

Le comité chargé de l’élaboration du présent document est l’ISO/TC 34, Produits alimentaires, sous-comité SC 12, Analyse sensorielle.

© ISO 2016 – Tous droits réservés iii

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http://www.iso.org/iso/fr/home/standards_development/resources-for-technical-work/iso_iec_directives_and_iso_supplement.htm?=

http://www.iso.org/iso/fr/home/standards_development/resources-for-technical-work/iso_iec_directives_and_iso_supplement.htm?=

http://www.iso.org/iso/fr/home/standards_development/governance_of_technical_work/patents.htm?=

http://www.iso.org/iso/fr/home/standards_development/resources-for-technical-work/foreword.htm?=

http://www.iso.org/iso/fr/home/standards_development/resources-for-technical-work/foreword.htm?=


AMENDEMENT 1

Page 18, Annexe B, B.5.2

Remplacer le paragraphe B.5.2 par ce qui suit:


Dans l’Exemple 1 (essai par paires unilatéral), les données étaient les suivantes: n = 30, x = 21, α = 0,05. À partir de ces données, l’analyste effectue les calculs suivants:

— pc = x/n = 21/30 = 0,7,

— p̂d (proportion de sujets percevant une différence) = − = × − =2 1 2 0 7 1 0 4pc

, , ,

— sd (erreur-type de pd) = × −( ) = × −( ) =2 2 30 21 21 30 0 1672 3 2 3n x x n/ / , , et

— limite inférieure de l’intervalle de confiance unilatéral à 95 % = − = − × =ˆ , , , ,p z s

d dα 0 4 1 64 0 167 0 125 .

L’analyste sensoriel peut donc être sûr à 95 % que la proportion de consommateurs qui perçoivent le prototype comme étant plus croustillant que le contrôle est plus élevée d’au moins 12 % que la proportion de consommateurs qui perçoivent le contrôle comme étant plus croustillant que le prototype. Ce résultat est conforme à la conclusion donnée dans l’Exemple 1, puisqu’il montre que l’intervalle de confiance unilatéral ne contient pas la valeur zéro.

Dans l’Exemple 3 (essai bilatéral de différence par paires), les données étaient les suivantes: n = 44, x = 32, α = 0,05. Il s’ensuit que:

— pc = x/n = 32/44 = 0,73,


, , ,

— sd (erreur-type de pd) = × − = × − =2 2 44 32 32 44 0 1342 3 2 3( ) / ( ) / ,n x x n ,

— limite supérieure de confiance à 95 % = p̂d + zα/2sd = 0,45 + 1,96 × 0,134 = 0,71, et

— limite inférieure de confiance à 95 % = − = − × =ˆ , , , ,p z sd dα 2

0 45 1 96 0 134 0 19 .

L’analyste sensoriel peut donc être sûr à 95 % qu’au moins 19 %, et au plus 71 %, de la population est capable de distinguer les échantillons. Ce résultat est conforme à la conclusion donnée dans l’Exemple 3, indiquant l’échantillon A comme étant le plus salé, puisqu’il montre que l’intervalle de confiance ne contient pas la valeur zéro.

Dans l’Exemple 4 (essai bilatéral de similitude par paires), les données étaient les suivantes: n = 120, x = 67, β = 0,05 et la valeur critique de pd = 30 %. Dans le cas d’un essai bilatéral, la valeur de x est celle de l’échantillon le plus souvent choisi (c’est-à-dire le nombre de fois que cet échantillon a été choisi), quel qu’il soit. Le calcul permet donc d’obtenir les valeurs suivantes:

— pc = x/n = 67/120 = 0,56,

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, , ,

— sd (erreur-type de pd) = × −( ) = × −( ) =2 2 120 67 67 120 0 092 3 2 3n x x n/ / , , et

— limite supérieure de confiance à 95 % = p̂d + zβ/2sd = 0,12 + 1,96 × 0,09 = 0,29.

L’analyste sensoriel peut donc être sûr à 95 % que la proportion réelle de la population capable de distinguer les échantillons n’est pas plus élevée que 29 %. Pour l’essai de similitude, le niveau de confiance choisi par l’analyste est de 100 (1 – β) = 95 %. Puisque 29 % est une valeur inférieure à la limite établie au préalable (à savoir la valeur critique de pd = 30 %), l’analyste peut en conclure avec un niveau de confiance de 95 % que les échantillons sont suffisamment similaires, pour ce qui concerne le «glissant» de la surface, pour être utilisés de façon interchangeable.

Étant donné que x a été défini comme la valeur de l’échantillon le plus souvent choisi, quel qu’il soit, seule la limite supérieure de l’intervalle de confiance bilatéral a besoin d’être calculée.


NM ISO 5495:2020

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projet de norme marocaine · ics : 67.240 correspondance la présente norme est une reprise...

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