基于量子干涉的比較情境下復合調味品感官評價

李暉，韓雪娜

(1.哈爾濱商業大學 計算機與信息工程學院，哈爾濱 150028；2.黑龍江省電子商務與信息處理重點實驗室，哈爾濱 150028)

天然調味品又稱天然調味料，通常取自自然界中的固有原料，例如生姜、蔥、蒜、花椒、辣椒和八角等，因其具有獨特的口感和風味，可以為食材提供不同的感官體驗，因此在日常烹調中被廣泛采用，已經逐漸成為高質量食品的重要組成部分[1]。隨著人們對日常飲食的越發重視，傳統的天然調料已經不能滿足飲食群體的口感需求，因此在科學的理論指導下，融合基礎天然調味品，進行相關比例調配制作的復合調味品越來越多地出現在食品市場中[2-5]。傳統復合調味料感官評價通常需要滿足評價人員試驗前禁食、評價后清口等步驟，保證決策環境的獨立性，但實際飲食過程中，食品的取用并不單一，而是多種調味品口感的混合評價，決策環境應為比較情境。

順序效應是動態決策過程中的宏觀表現，考慮傳統決策模型遵循古典全概率法則，在經典框架約束下不易分析同化和異化本質[6]；量子邏輯通過疊加狀態坍縮和振幅概率統計，打破傳統決策方法的局限性，可以利用備選方案之間的干涉特性檢驗比較情境下的真實評價。本試驗以干辣椒、八角、花椒為主要原料配制一種復合調味品，分析比較語義情境下感官評價的干涉本質，探究動態決策順序效應的適用范圍，以期為復合型調味品的研制開發和感官評價體系的建立提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 材料

干辣椒、八角、花椒、純凈水(食品級)：購于黑龍江某超市。

式中：ρw為水的密度，kg/m3；vi為斷面流速，m/s；xi、xj為距離，m；ρ為壓力，N；fi為質量力，m/s2；v為流體運動的黏滯系數。

1.2 材料處理

1.2.1 原料復配比例

復合調味品原材料的復配比例是影響其口感的主要因素，根據文獻[2]提出的基于回歸模型組分比例復配方法，設計混料，見表1。其中試驗組0為利用Design-Expert 8.0.6軟件優化后的最佳配比組，作為基準參考。

表1 復合調味品復配比例表Table 1 The compounding proportions of compound seasonings

1.2.2 試驗樣品制定

將3種原材料各500 g分別粉碎后，按表1所示的復配比例準確稱量，低速攪拌混合均勻靜置，制成單位質量為10 g的樣品，同時要求每個樣品設置3組平行樣。

1.3.2.1 獨立情境試驗設計

1.3 感官評價方法

1.3.1 感官評價表設計

學校于2006年首次參加全國大學生數學建模競賽，截止2017年共參加了12屆，歷年共獲得3項國家一等獎、4項國家二等獎、20多項省級獎項，成績在同類高校中名列前茅．這主要是由于學校數學建模教學工作扎實，教學模式符合學生實際情況，競賽培訓模式科學合理．根據多年經驗，參加過數學建模競賽的學生，其數學建模能力、編程能力、論文寫作能力和團隊協作能力都有了明顯的提高，一次參賽的收獲往往比一個學期的課程學習收獲還要多．

從色澤、氣味、口感和接受度4個方面設置復合調味品感官評價表，見表2。4個指標影響因素其權重相同，均為0.25。

表2 復合調味品感官評價表Table 2 The sensory evaluation table of compound seasonings

1.3.2 感官評價試驗設計

評價測試小組人員由20名專業的工作人員組成，同時為保證試驗結果的準確性，感官評價試驗之前進行相關培訓和練習。

本次實驗選擇spss18.0進行數據統計,用(±s)來統計各觀察指標,并用t檢驗比較組間差異。a=0.05,當P<0.05時,差異具有統計學意義。

3）采用了阻尼彈簧復合減震器結構，使整個動力系統結構的震動情況明顯改善，保證了系統的穩定性和使用壽命.

參評人員評價前未食用任何食物，身體處于正常機理狀態，品嘗某組號調味品后，給出評分結果后，用純凈水漱口15 s以上，無其他干擾的狀態下，再進行其他樣品的感官評價。

1.3.2.2 比較情境試驗設計

2.10 統計學符號 按GB 3358-82《統計學名詞及符號》的有關規定書寫，常用格式如下:①樣本的算術平均數用英文小寫(中位數用M);②標準差用英文小寫s;③標準誤用英文小寫s;④t檢驗用英文小寫t;⑤F檢驗用英文大寫F;⑥卡方檢驗用希文小寫χ2;⑦相關系數用英文小寫r;⑧自由度用希文小寫ν;⑨概率用英文大寫P(P值前應給出具體檢驗值，如t值、χ2值、q值等)。以上符號均用斜體。

參評人員在品嘗某組調味品，給出評分結果后，無需漱口，5 s后直接進行其他組別樣品的評價。

1.4 比較情境下順序效應的干涉特性檢驗

傳統決策評價僅依賴于瞬時信息，而現實生活中，決策的制定需要綜合多個決策時刻的復合環境要素才能夠得到準確、全面的結果。這種動態決策制定過程中的一個關鍵因素是在不同環境下(獨立和比較)檢驗備選方案結果的差異。備選方案被首次決策時，未受到其他方案的干擾，體現的是獨立語義情境；反之備選方案的決策在其他方案判定之后，環境修正為比較語義情境，此時決策者容易產生思維滯留，影響最終結果的制定[7-8]。

鎖骨遠端骨折約占鎖骨骨折的25%，NeerⅡB型骨折伴有喙鎖韌帶損傷、骨折不穩定，保守治療骨折不愈合率高，常導致慢性肩痛、功能障礙等，故需手術治療［1］。傳統鉤鋼板手術雖能提高骨折愈合率，但其術后并發癥多［2］；近年解剖鎖定板治療鎖骨遠端骨折取得滿意的療效［3］，但也發生一些內固定失敗病例。因此一些學者［4,5］認為解剖鎖定板還需附加縫線、帶線錨釘或喙鎖螺釘等喙鎖固定以增加其穩定性。本研究回顧分析2012年～2016年本科采用鉤鋼板和解剖鎖定板聯合喙鎖縫線固定治療鎖骨遠端骨折的病例，比較兩種手術方式的臨床療效，現報道如下。

1.4.1 順序效應的干涉本質

二是強化對農業領域PPP項目中農地經營權的規范和保護。農地經營權是一種用益物權，類似于德國法規定的次地上權或下級地上權。在農業領域PPP項目中，農地經營權的主體由農民變為實施PPP項目的公司，這不會對農地承包權的實現構成挑戰，因為農地經營權的實現受到農民轉讓承包權的約束。農地經營權與承包權分離后，經營權包括自主生產權、抵押入股等處分權、收益權，項目公司轉讓經營權的行為應受到一定的限制；農民對經營權主體享有對價請求權、監督權、到期收回權。

量子決策理論中，事件的決策環境為正交歸一化基矢張成的Hilbert空間，對于不同事件基矢的唯一性沒有要求，若事件A由基VA?V張成，事件B由基WB?W張成，對應不同的基矢，此時事件對{A,B}的量子序列概率為：p(AB)=PBPA|S〉2，而事件對{B,A}的量子序列概率為：p(BA)=PAPB|S〉2；由于投影矩陣不服從乘法交換律PAPB≠PBPA，故知量子決策環境下事件不相容。量子決策中蘊含的不相容性是其與經典概率決策理論的重要區別，在實際決策過程中，比較情境下的事件不相容性所體現的干涉特性是普遍存在的。

定理1：設X為N維量子決策空間，事件A、B分別由基VA?V和WB?W張成，如果兩個事件依次被決策，且中間未經歷任何附加事件坍縮過程，則比較語義情境下決策概率應滿足q-檢驗：

(1)事件B獨立決策：在決策空間X中計算事件B觀測(坍縮)的概率：

p(B)=PB|S〉2。

(1)

(2)事件B序列決策：首先完成事件A的觀測，然后計算事件B發生的概率：

(2)

定義1：事件B獨立決策與序列決策的偏差為該事件在比較語義情境動態決策過程中的順序效應干涉因子：

Int(B)=p(B)-pT(B)。

(3)

通常決策Hilbert空間對張成的基矢沒有特殊要求，事件可以由不同基矢確定，觀測量沒有共同的本征態組，算符是不對易的，因此在比較語義情境下決策干涉是普遍存在的。

1.4.2 順序效應的干涉檢驗

為了證明比較語義情境下量子決策過程干涉效應預測的準確性，設計基于投影相似指數的q-檢驗方法。

下面我們分析兩種決策狀態：

q=[p(AyBn)+p(AnBy)]-

[p(ByAn)+p(BnAy)]=0。

(4)

證明定義投影相似指數θ=cos(φ)·|〈SB|SA〉|，根據定義1可知，θ滿足：

礦區出露地層有下石炭統大哈拉軍山組陸相火山巖、阿克沙克組灰巖及第四系。地層近EW向展布，走向90°～30°，總體向NW傾斜。大哈拉軍山組為英安質凝灰巖、安山質凝灰巖，局部見火山角礫巖及集塊巖。阿克沙克組為灰巖、生物灰巖，夾砂巖、凝灰巖和陽起石巖，在北部勘查過程中發現火山碎屑鮞粒灰巖(圖2)，是鉛鋅礦床的主要賦存層位，與下伏大哈拉軍山組為不整合接觸。第四系主要為砂質、粉砂質及粘土質。

2.3.2 圓整度的測定 取適量微丸置于光滑平板上，平板的一側稍抬起，測量微丸滾動前傾斜平面與水平面之間形成的角度為平面臨界角，即為圓整度。

（2）堅持先有實踐，后有立法規范。堅持問題導向和有效實用原則，出臺有關法律法規應有針對性，避免大而全、空而不實。在立法條件尚不成熟的情況下，可以考慮通過政府部門發布具體行業指南加以引導，規范發展，為立法積累經驗和依據。積極學習借鑒發達國家人工智能立法經驗，但決不能照抄照搬。各國國情不同、文化傳統不同，對待人工智能態度并不相同，采取的法律實踐不同。對此，應結合我國實情，制定相關法律規范，指導和規范人工智能技術的發展和應用。

因此，

0=[2p(ByAy)+Int(A)]-[2p(AyBy)+Int(B)]

=[2p(ByAy)+(p(Ay)-p(ByAy)-p(BnAy)]-

[2p(AyBy)+p(By)-p(AyBy)-p(AnBy)]

=[p(AyBn)+p(AnBy)]-[p(ByAn)+p(BnAy)]=q。

證畢。

投影相似指數θ∈[-1,1]反映動態決策過程中備選方案之間的相似性，θ越大表示備選方案在比較語義情境中相似度越高，難以區分，決策者更希望給予相同的決策結果，反之則區分明顯，越容易給出不同的決策結果。

從認知的角度來看，當決策者對備選方案做出判斷時，首先需要確定一些決策標準。如果問題被首次問及，則標準將不得不依賴于自身經驗；反之若處于比較語義情境中，則考慮備選方案之間的相似性，決策者會不同程度地將比較決策結果加入待處理事件的評判標準中[9-14]。通過Moore的調查我們發現，對于同樣問題，由于決策者所處環境是否存在比較語義，導致決策結果出現順序效應，可以看作是不同備選方案之間的相互影響，這就需要從量子決策理論的干涉特性中尋求此類問題的合理解釋[15]。

q-檢驗的結果-1≤q≤1檢驗量子決策模型在順序效應干涉特性分析過程中的準確性：q值計算結果接近0，表示決策結果可靠，符合量子概率論基礎，反之偏差越大，說明決策模型的適用性降低。

2.2 對風險的控制。對風險的控制是指風險管理人員在識別和衡量風險后，需要判別風險類型、風險值大小、風險潛在原因等，并以此制定合理的綜合性防治措施，實現對風險的有效控制。風險控制中應用的主要手段包括指導書的編制、作業前的風險識別和落實重點措施等。

2 結果與分析

本研究對兩類比較情境下的決策問題進行分析，結果見表3，分別計算不同決策環境投影相似指數θ，通過q-檢驗討論基于量子干涉的比較語義情境下動態決策順序效應的適用范圍。

當代陶藝是指藝術家運用陶瓷材料，突破原有的傳統陶瓷精致的古典審美情趣，來表達現代人理想、個性、情感、心理、意識和審美價值的作品形式。

表3 比較情境下順序效應的q-檢驗Table 3 q-test of order effect in comparative context

2.1 同化效應

表3中第一列“0～1”數據集所示為基準參考組和試驗組1的決策評價結果。概率結果顯示同化效應：相對于非比較語義情境下做出的判斷，比較情境下備選方案之間的差異顯著降低。

獨立決策狀態時，決策者對試驗組0具有較高的支持率，認為其具有較好的感官評價，相比于試驗組1，決策差異為22.7%；通過計算可知投影相似指數θ=0.84，說明兩個備選方案間具有高度相似性，這是由于兩個試驗組的原材料復配比例接近，在比較語義情境下，決策者試圖同化兩個備選方案，即對二者的評價保持一致，因此給予試驗組1在非比較語義情境下難以達到的支持，試驗組0支持率的降低也是基于同樣的考慮，最終差異縮小為7.9%。量子決策模型q-檢驗結果為q=-0.0031≈0，實例結果符合量子原理，表明順序效應預測的準確性。

對重構連續虛擬陣列z2進行空域平滑，其示意圖如圖4所示，z2為共軛對稱分布的，因此平滑段長度取2MN-N，所以第i個平滑子陣z2i的虛擬陣列位置為

2.2 異化效應

第二列“0～2”數據集是基準參考組和試驗組2的決策評價結果，概率變化顯示異化效應：相對于獨立決策狀態，比較語義情境下兩個備選方案的差異顯著提高。

不同決策語義情境下，備選方案差異由21.1%被放大到30.5%，不同于第一列“0～1”實例，“0～2”的投影相似指數θ=0.66，表明備選方案之間相似性較低，在比較語義情境中，將會放大優勢，同時壓縮劣勢，考慮到實際情況，兩試驗組樣品復配比例差異較大，決策概率對最佳配比組更加積極。量子決策模型的q-檢驗趨近于0，同樣可以解釋預測結果。

表3中第3列和第4列也分別表現為同化和異化效應，此處不再進行具體分析。

3 結論

通過將量子理論基礎引入決策模型中，驗證某種通過花椒、辣椒粉和八角調配的復合調味品感官評價決策結果。結果表明，在比較情境中，配比相似的調味品(投影相似指數θ≥0.75)感官評價會產生同化效應，降低備選方案差異；反之配比差異較大(投影相似指數θ<0.75)的調味品感官評價會產生異化效應，備選方案差異將被放大。在未來研究中，可利用該方法進一步解釋和預測復雜環境下調味品動態決策的順序效應問題，為后續構建復合調味品感官評價標準體系和產品配方研發提供一定的理論依據和數據參考。