２００６年４月
第６卷
中国食品学报
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｉｎｅｓｅＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＦｏｏｄＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ
Ｖｏｌ．６Ｎｏ．２Ａｐｒ．２００６
葡萄酒感官评价结果的统计分析方法研究
李
２
华１刘曙东２王华１张予林１
杨凌７１２１００
（１西北农林科技大学葡萄酒学院
西北农林科技大学农学院
杨凌７１２１００）
摘要在葡萄酒的感官评价中，由于品酒员间存在评价尺度、评价位置和评价方向等方面的差异，导致不同品
酒员对同一酒样的评价差异很大，从而不能真实地反映不同酒样间的差异。因此，在对感官评价结果进行统计分析时，必须对品酒员的原始数据进行相应的处理，以真实反映样品间的差异。对有关数据处理方法的比较分析结果表明：标准化法不仅没有消除品酒员间的异质性，反而加大了品酒员间的差异；而置信区间法对原始数据进行调整，能有效地降低品酒员间的差异，真实地反映酒样间的客观差异。关键词文章编号
葡萄酒
感官评价
标准化
置信区间
１００９－７８４８（２００６）０２－０１２６－０６
在葡萄酒感官评价结果的统计分析中，多数分析方法（如方差分析）都是建立在感官评价专家组成员（在统计学上称为同质）基础上的。但在实践中，由于各种因素的共同作用，专家组成员间存在异质性。这就需要将感官评价专家作为可能影响感官评价结果的因素来考虑，而且这一因素甚
２］
至会掩盖被分析样品的显著性差异［１～。
质性的原因主要有：
在感官评价中，每个品酒①评价尺度的差异。
员都用自己的评价尺度对葡萄酒进行评价，而且他们的评价尺度之间存在很大的差异。如３号品酒员的给分范围为７￣３５，给分区间２８，而１０号品酒员的给分范围为１１￣１９，给分区间仅为８（见图
１）。
②评价位置的差异。有的品酒员的给分区间
虽然相同，但他们的评价位置却存在着很大的差异。如２号品酒员和５号品酒员的给分区间都为
１感官评价专家组成员的异质性及其原因
表１列出了由２０名葡萄酒感官评价专家（品酒员），采用国际葡萄与葡萄酒组织（ＯＩＶ）的评价方法［３］，对１０个干红葡萄酒样品的感官评价结果。采用扣分制，即得分越低的样品，感官质量越高。
将品酒员看成不同的“区组”，对表１的结果进行双向方差分析以减少误差方差，同时分析不同品酒员之间是否存在差异。分析结果表明，由于品酒员之间存在显著性差异，各组数据离平均值只有当分散范围很大，从而降低了酒样间的方差。酒样之间的差异非常大时，才能得到显著性差异（见表２）。
通过对表１资料的分析可知，造成品酒员异
１８，但２号品酒员的给分范围为１４￣３２，要比５号
品酒员的（５￣２３）高得多（见图１）。
对于不同的酒样，一些品③评价方向的差异。
酒员认为是好的，而另一些品酒员却认为是差的。如对于酒样３和酒样４，在２０个品酒员中，１６个品酒员认为酒样４优于酒样３，４个品酒员则与之相反（见图２）。即使对于意见相同的品酒员，他们在两个酒样间的差值范围及其给分范围等方面，也存着很大的差异。
通过上述分析，可以认为在感官评价中，每个品酒员都是“分析仪器”，而且它们有各自的准确度和精确度。因此，在对感官评价结果进行统计分析时，必须像对分析仪器一样进行校正，对品酒员的原始数据进行相应的处理，以降低品酒员的系统误差（即异质性），真实反映样品间的差异。
收稿日期：２００４－０４－２６
作者简介：李华，男，１９５９年出生，教授
第６卷第２期葡萄酒感官评价结果的统计分析方法研究
１２７
表１１０个干红葡萄酒的感官评价结果
酒样４
酒样５
酒样６
酒样７
酒样８
酒样９
酒样１０
Ｔａｂｌｅ１
品酒员
酒样１
酒样２
酒样３
Ｓｅｎｓｏｒｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎｒｅｓｕｌｔｓｏｆ１０ｄｒｙｒｅｄｗｉｎｅｓ
１２３４５６７８９１０１１１２１３１４１５１６１７１８１９２０
平均标准差
１０１７２２１２１１９１９１２２０１６１４１５５１０１９１３１７１７２２１９１４．９５４．６４３１．０３
１９１４３５１８５９１４１２２２１２１４１６１５１０１３１５１８１８２３１７１５．９５６．１９３８．８３
１２２１１９１６１２１４１３１４２２１６１６１６１４１３１４１１１５１７１７１０１５．１０３．１１２０．６０
８１９１１２５１７１１８２７１２７１０１７１４５７１０１０１５９１１．２０５．７５５１．３０
９１７１０２８４１１８１８１２１２８５１４４１３９１７１１１３１０．２５４．４７４３．６２
１４１４２２１１１１１０１１１２２４１９１１１４１６２０１０１１２０１４１４１４１４．６４．２２２８．９２
１１２０２３１２２３２３２３９１９１３１２１３１７１１１２１２１２１８１１１１１５．２５４．９３３２．３３
１２１６７１０２０１９１４２２１３１１１３５１０２０１４２０１２２２１４１１１４．２５４．８９３４．２９
７２３１０１６１４２６２２９２１１７１０１０１０１２１７１３１２１４１６１４１４．６５５．１４３５．１１
１８３２２０１２２３２１２７１４３８１５２０２０４１８１７１９９１４２２１９１９．１０７．５１３９．３２
ＣＶ（％）
表２感官评价原始数据的方差分析
４０３５３０２５２０１５１０５０
１２３４５６７８９１０１１１２１３１４１５１６１７１８１９２０
品酒员
Ｔａｂｌｅ２Ｖａｒｉａｎｃｅａｎａｌｙｓｉｓｏｎｔｈｅ
给分ｐｒｉｍｉｔｉｖｅｄａｔａｏｆｓｅｎｓｏｒｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎ
变异来源品酒员间酒样间误差总和
ＳＳ１５７０．２２１０６８．５２
ｄｆ１９９
Ｓ
２
Ｆ３．９４＊＊５．６６＊＊
Ｆ０．０１１．８８２．４１
８２．６４１１８．７２２０．９８
３５８７．０８１７１６２２５．８２１９９
图１品酒员的给分范围及其平均值
注：＊＊表示差异极显著。
Ｆｉｇ．１Ｔｈｅｌｉｍｉｔｓａｎｄａｖｅｒａｇｅｏｆｎｏｔａｔｉｏｎｂｙｔａｓｔｅｒｓ
１２８
中国食品学报
２００６年第２期
３０２５２０给分酒样３酒样４
１５１０５０
１
２
３
４
５
６
７
８
９１０１１１２１３１４１５１６１７１８１９２０品酒员
图２品酒员的分析差异
Ｆｉｇ．２Ａｎａｌｙｔｉｃａｌｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｏｆｔａｓｔｅｒｓ
２标准化法
为了尽量消除品酒员的异质性，Ｍｅｌｏｕｎ等和
处理值；ｘｉｊ———品酒员ｉ对酒样ｊ的评分；ｘｉ———品酒员ｉ对所有酒样评分的平均值；σ——品酒员ｉ—Ｔｏｍａｓ等提出可以采用在化学统计学中常用的原
５］
始数据处理方法———标准化处理［４～。首先计算每
ｉ对所有酒样评分的标准差。
Ｔｏｍａｓ认为［５］，无论品酒员的对酒样间差异的
准确度和精确度如何，标准化处理对每个品酒员都赋予了同样的重要性。经标准化处理后的数据更加趋中，其值更小（见表３）。
个品酒员的平均值（ｘｉ）和标准差（σｉ），然后通过下式对原始数据进行转换：
ｎｉｊ＝（ｘｉｊ－ｘｉ）／σｉ
其中，ｎｉｊ———品酒员ｉ对酒样ｊ评分的标准化
表３
葡萄酒感官评价结果经标准化法转换后的数据
Ｔａｂｌｅ３
品酒员
酒样１
Ｄａｔａｔｒａｎｓｆｏｒｍｅｄｂｙｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄｍｅｔｈｏｄｏｆｓｅｎｓｏｒｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎｒｅｓｕｌｔｓｆｏｒｗｉｎｅｓ
酒样２
酒样３
酒样４
酒样５
酒样６
酒样７
酒样８
酒样９
酒样１０
１２３４５６７８９１０１１１２１３１４
－０．５０００－０．４３１２０．４８２９０．１６５９－０．３２５３－０．８６７６０．４２９８０．００００－０．３６２５０．６３７００．３１３４０．５１７０－１．２０９７－１．０９０１
１．７５００－０．９９３６２．０１３９１．２７１８－１．２１２５－０．８６７６－０．４２９８０．００００－０．０６０４－０．８６１８０．３１３４０．７４１８０．７１０５－１．０９０１
０．０００００．３１８７０．１２９５０．９０３２－０．１７７４－０．１６７９－０．６０１７０．４７７３－０．０６０４０．６３７００．８８３１０．７４１８０．５１８４－０．３１１５
－１．００００－０．０５６２－０．８１２６－１．６７７３－１．２１２５０．２５１９－０．９４５６－０．９５４７０．６９４９－０．８６１８－１．６８０８－０．６０７０１．０９４５－０．０５１９
－０．７５００－０．４３１２－０．９３０４－１．６７７３－０．７６８９－１．５６７３－０．９４５６－０．９５４７－０．６６４７－０．８６１８－０．２５６４－１．０５６５－１．２０９７－０．０５１９
０．５０００－０．９９３６０．４８２９－０．０１８４－０．３２５３－０．７２７７－０．９４５６０．０００００．２４１７１．７６１１－０．５４１３０．２９２２０．９０２５１．５０５４
－０．２５０００．１３１２０．６００６０．１６５９１．４４９１１．０９１５１．１１７５－０．７１６０－０．５１３６－０．４８７１－０．２５６４０．０６７４１．０９４５－０．８３０６
０．００００－０．６１８６－１．２８３７－０．２０２８１．００５５０．５３１８－０．４２９８２．３８６７－１．４２００－１．２３６５０．０２８５－１．７３０９－０．２４９６１．５０５４
－１．２５０００．６９３６－０．９３０４０．９０３２０．１１８３１．５１１３０．９４５６－０．７１６０－０．２１１５１．０１１７－０．８２６１－０．６０７０－０．２４９６－０．５７１０
１．５０００２．３８０８０．２４７３０．１６５９１．４４９１０．８１１６１．８０５２０．４７７３２．３５６６０．２６２３２．０２２６１．６４１０－１．４０１７０．９８６３
第６卷第２期葡萄酒感官评价结果的统计分析方法研究
１２９
（续表３－）１．０９０１１４－１．０９０１０．１００６０．４１７２１．１８１６０．５８５１１．４５９５０．９１１００．９８２４３３０．７５
－０．３１１５０．３０１７－０．６２５７０．４１１００．２７７２０．１１２３－１．０２１４０．１３７３０．５１７９３７７．３３
－０．０５１９－１．５０８４－１．６６８６－０．８７３４－１．８７８５－０．３３６８－１．２９７５－０．７６９１０．８１９３－１０６．５２
－０．０５１９－１．７０９５－０．１０４３－１．１３０２０．２７７２－１．２３５０－０．１９３２－０．８１１１０．５５２８－６８．１６
１．５０５４－０．５０２８－０．６２５７１．６９５３－０．６４６７－０．５６１４０．０８２８０．０７８７８０．８５０８１０８０．０３
－０．８３０６－０．１００６－０．３６５０－０．３５９６０．５８５１－１．２３５０－０．７４５３０．０２２２０．７４９２３３７７．１８
１．５０５４０．３０１７１．７２０８－０．３５９６１．８１６９－０．５６１４－０．７４５３０．０２２９１．１５７６５０４４．５８
－０．５７１００．９０５０－０．１０４３－０．３５９６－０．６４６７－０．１１２３０．０８２８－０．０２０６５０．７７２１－３７３９．５１
０．９８６３０．９０５０１．４６００－１．１３０２－０．６４６７１．２３５０１．４６３１０．８９９５１．０６９３１１８．８７
１５１６１７１８１９２０
平均标准差
１．３０７３－０．１０４３０．９２４７０．２７７２１．２３５０１．４６３１０．７６７９５３６．４９
０．１４３１２４０．２９７０２２
ＣＶ／％
用表３的数据进行方差分析，结果（见表４）表明，通过标准化法处理，品酒员间的方差为０，但对酒样间的Ｆ值影响不大。事实上，通过标准化法将原始数据调整后，同一品酒员对所有酒样的平均数都为０，标准差都是１，导致品酒员的评价值部分为负值，部分为正值，与评价体系相悖，显然这不能反映酒样间真实的差异。此外，虽然总体品酒员的方差为０，但对于同一酒样，品酒员间的差异仍然存在，其变异系数比原始数据的要大得多（见表１、表３）。因此，标准化法不仅没有消除品酒员间的异质性，反而加大了品酒员间的差异。
表４标准化法转化数据的方差分析
Ｔａｂｌｅ４
变异来源品酒员间酒样间误差总和
ＶａｒｉａｎｃｅａｎａｌｙｓｉｓｏｆｄａｔａｔｒａｎｓｆｏｒｍｅｄｂｙｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄｍｅｔｈｏｄＳＳ０．０００００００４３．８７４４１３６．１３１７９．９９９
ｄｆ１９９１７１１９９
Ｓ２０．００４．８７５０．７９６
Ｆ０６．１２＊＊
Ｆ０．０１１．８８２．４１
注：＊＊表示差异极显著。
标准差。
如果品酒员ｉ对酒样ｊ的评价（ｘｉｊ）在其置信区间范围内就可以直接使用；如果其评价（ｘｉｊ）不在置信区间范围内，则将品酒员的评价ｘｉｊ进行逐步调整，使不同品酒员对同一酒样的评价值都处于ｘｊ±σｊ范围内，即：
若ｘｉｊ＜ｊ，则Ｘｉｊ＝ｘｉｊ＋σｊ；若ｘｉｊ＞ｊ，则Ｘｉｊ＝ｘｉｊ－σｊ。
３置信区间法
为了降低品酒员的异质性，可以计算所有品
酒员对同一酒样的平均值（ｘｊ）及其标准差（σｊ），则有品酒员ｉ对酒样ｊ评价的置信区间为ｘｊ±σｊ。
其中，ｘｊ———酒样ｊ的平均值，σ——酒样ｊ的ｊ—表５
品酒员
酒样１
酒样２
葡萄酒感官评价结果经置信区间检验转换后的数据
Ｔａｂｌｅ５Ｄａｔａｔｒａｎｓｆｏｒｍｅｄｂｙｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅｉｎｔｅｒｖａｌｄｅｔｅｃｔｉｏｎｏｆｓｅｎｓｏｒｙａｎａｌｙｓｅｓｒｅｓｕｌｔｓｆｏｒｗｉｎｅｓ
酒样３
酒样４
酒样５
酒样６
酒样７
酒样８
酒样９
酒样１０
１２３４５６７８９
１４．６４１７．００１７．３６１２．００１１．００１３．６４１９．００１２．００１５．３６
１９．００１４．００１６．４３１８．００１１．１９１５．１９１４．００１２．００２２．００
１２．００１７．８９１５．８９１６．００１２．００１４．００１３．００１４．００１５．７８
８．００１３．２５１１．００７．７５１０．７５１１．２５１１．００８．００１５．５０
９．００１２．５３１０．００６．４７８．００８．４７１１．００８．００１３．５３
１４．００１４．００１７．７８１１．００１１．００１４．２２１１．００１２．００１５．５６
１１．００２０．００１８．０７１２．００１８．０７１８．０７１８．０７１３．９３１９．００
１２．００１６．００１１．８９１４．８９１５．１１１９．００１４．００１７．１１１３．００
１２．１４１７．８６１０．００１６．００１４．００１５．７２１６．８６１４．１４１５．８６
１８．００２４．４９２０．００１２．００２３．００２１．００１９．４９１４．００２２．９８
１３０
中国食品学报
（续表５）
２００６年第２期
１０１１１２１３１４１５１６１７１８１９２０
平均标准差
１６．００１４．００１５．００１４．１０１４．６４１９．００１３．００１７．００１７．００１７．３６１９．００１５．４２．４２１５．６８
１２．００１４．００１６．００１５．００１０．００１３．００１５．００１８．００１８．００１６．８１１７．００１５．３２．９４１９．２０
１６．００１６．００１６．００１４．００１３．００１４．００１４．１１１５．００１７．００１７．００１３．１１１４．８１．７０１１．５３
１２．００７．００１０．００１１．２５１４．００１０．７５７．００１０．００１０．００１５．００９．００１０．６２．４７２３．２９
１２．００１２．００８．００９．４７１４．００８．４７１３．００９．００１２．５３１１．００１３．００１０．５２．２５２１．４８
１４．７８１１．００１４．００１６．００１５．７８１４．２２１１．００１５．７８１４．００１４．００１４．００１３．８１．９９１４．５０
１３．００１２．００１３．００１７．００１１．００１２．００１２．００１２．００１８．００１１．００１１．００１４．５３．２９２２．６４
１１．００１３．００９．８９１０．００１５．１１１４．００１５．１１１２．００１７．１１１４．００１１．００１３．８２．４８１８．０４
１７．００１０．００１０．００１０．００１２．００１７．００１３．００１２．００１４．００１６．００１４．００１３．９２．６３１８．９７
１５．００２０．００２０．００１９．０２１８．００１７．００１９．００１６．５１１４．００２２．００１９．００１８．７３．２８１７．５０
ＣＶ／％
通过置信区间法转换后得到表５中的数据，进行方差分析，结果见表６。将原始数据经过置信区间法转换，品酒员方差降低，但差异仍然显著（品酒员间的差异是客观存在的），且明显提高了酒样间的方差，可真实地反映酒样间的差异。
表６
置信区间法转化数据的方差分析
评价尺度、评价位置和评价方向等方面的差异，导致不同品酒员对同一酒样评价的差异，从而不能真实反映不同酒样间差异。因此，在对感官评价结果进行统计分析时，必须像对分析仪器一样进行校正，对品酒员的原始数据进行相应的处理，以降低品酒员的系统误差（即异质性），真实地反映样品间的差异。
标准化法不仅没有消除品酒员的差异，反而加大了他们之间的差异，原因是标准化法大大提高了同一酒样的变异系数，所以它不能真实地反映酒样间的差异。
而置信区间法，由于极大地降低了同一酒样的变异系数，使不同品酒员对同一酒样的评价趋于一致，在降低品酒员间差异的同时，也反映了品酒员间的真实差异。因为不同酒样的平均值、标准差是随机变量，而用置信区间法对原始数据进行调整，对酒样间的影响也是随机的，所以其更能真实地反映酒样间的客观差异。
Ｔａｂｌｅ６
变异来源品酒员间酒样间误差总和
ＶａｒｉａｎｃｅａｎａｌｙｓｉｓｏｆｄａｔａｔｒａｎｓｆｏｒｍｅｄｂｙｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅｉｎｔｅｒｖａｌｍｅｔｈｏｄＳＳ２９２．００
ｄｆ１９９１７１１９９
Ｓ２１５．３６９１１２．７７９５．７５８
Ｆ２．６７＊＊１９．５９＊＊
Ｆ０．０１１．８８２．４１
１０１５．０１９８４．５７２２９１．５８
注：＊＊表示差异极显著。
４讨论
在葡萄酒的感官评价中，由于品酒员间存在
参考文献
１．李华．葡萄酒感官品评的客观方法［Ｊ］．湖南轻专学报，１９９０，３（１）：１￣８２．李华．葡萄酒品尝学［Ｍ］．北京：中国青年出版社，１９９２３．ＯＩＶ．
Ｏ．Ｉ．Ｖ．Ｓｔａｎｄａｒｄｏｎｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｗｉｎｅｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ［Ｍ］．
Ｐａｒｉｓ：ＰｕｂｌｉｃａｔｉｏｎＤｅＯＩＶ，１９９４
第６卷第２期葡萄酒感官评价结果的统计分析方法研究
１３１
４．ＭｅｌｏｕｎＭ，ＭｉｌｉｔｋｙＪ，ＦｏｒｉｎａＭ．Ｃｈｅｍｏｍｅｔｒｉｃｓｆｏｒａｎａｌｙｔｉｃａｌｃｈｅｍｉｓｔｒｙ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＥｌｌｉｓＨｏｒｗｏｏｄ，１９９２
５．ＴｏｍａｓＸ，Ｇａｒｃｉａ－ＢｅｒｒｏＪ，ＴｏｒｒｅｓＭｅｔａｌ．Ｐｒｅ－ｔｒａｉｔｅｍｅｎｔｄｅｄｏｎｎｅｅｓｅｎａｎａｌｙｓｅｓｅｎｓｏｒｉｅｌｌｅ［Ｊ］．ＲｅｖｕｅＦｒａｎｃａｉｓｅｄ’Ｏｅｎｏｌｏｇｉｅ，２００２，１９７：２６￣２９
ＳｔｕｄｉｅｓｏｎｔｈｅＳｔａｔｉｓｔｉｃａｌＡｎａｌｙｓｅｓＭｅｔｈｏｄｓｆｏｒＳｅｎｓｏｒｙＥｖａｌｕａｔｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＷｉｎｅ
ＬｉＨｕａ１ＬｉｕＳｈｕｄｏｎｇ２ＷａｎｇＨｕａ１ＺｈａｎｇＹｕｌｉｎ１
（１ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｎｏｌｏｇｙ，
２
ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ，ＮｏｒｔｈｗｅｓｔＳｃｉ－ＴｅｃｈＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅａｎｄＦｏｒｅｓｔｒｙ，
Ｙａｎｇｌｉｎｇ７１２１００）
ＡｂｓｔｒａｃｔＩｎｓｅｎｓｏｒｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎｏｆｗｉｎｅ，ｔｈｅｖａｌｕｅｓｇｉｖｅｎｂｙｄｉｆｆｅｒｅｎｔｔａｓｔｅｒｓｆｏｒｔｈｅｓａｍｅｓａｍｐｌｅａｒｅｖｅｒｙｖａｒｉ－
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ＫｅｙｗｏｒｄｓＷｉｎｅ
Ｓｅｎｓｏｒｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎ
Ｓｔａｄａｒｄｉｚａｔｉｏｎ
Ｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅｉｎｔｅｒｖａｌ
!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!欧盟提高食品用餐具瓷器制品入市门槛
目前，欧盟委员会对第８４／５００／ＥＥＣ号指令进《关于与食品接触的瓷器制品的性能标准与合格声明》行了修订。根据修订后的新指令，在与食品接触的瓷器制品中，采用仪器分析方法检出的铅和镉限量标准由原来的分别为４．０毫克／升、从而提高此类产品进入欧盟０．３毫克／升修订为０．２毫克／升、０．２毫克／升。市场的门槛。
新指令指出，从２００７年５月２０日起，不符合该指令的瓷器制品将禁止生产和进口。
新指令还增补了以下内容，即在欧盟范围内生产和销售的可能与食品接触的瓷器制品必须附有由生产商和销售商提供的书面声明，声明的内容包括：瓷器最终制品生产厂家和欧盟进口商的身份和地址、瓷器制品的特性、声明的日期以及声明瓷器制品符合本指令和欧委会１９３５／２００４号法规的相关要求；经分析检测，铅和镉溶出量符合要求的瓷制品应标示分析结果、检测条件、实施检测的实验室的名称和地址。
（消息来源：《中国食品报》）
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