msa測量系統(tǒng)分析(ppt 136頁)(文件)

　

【正文】 (X175。 基準值，也稱為可接受的基準值或標準值，用作測量值的認可基準。 (Y軸 )對基準值 (X軸 )建立散點圖 第九版： 1999年 2月 77 MSA 量具線性分析 量具線性工作指南 (續(xù) ) 9. 線性由這些點的最佳擬合直線的斜率確定。 或者：偏倚隨時間的變化 第九版： 1999年 2月 82 MSA 穩(wěn)定性范例 量具 A的第一次均值 量具 A的第二次均值 至 為 A的穩(wěn)定性 第九版： 1999年 2月 83 MSA 穩(wěn)定性 ? 穩(wěn)定性是測量系統(tǒng)對給定零件或標準零件在不同時間的 偏倚 的總變差 ? 當(dāng)同時有多個測量系統(tǒng)介入時，偏倚最小的那個系統(tǒng)被認為是“穩(wěn)定”的系統(tǒng) 第九版： 1999年 2月 84 MSA 量具的穩(wěn)定性 ? 一般沒有 RR問題大 ? 有助于確定校準周期 ? 當(dāng)多個系統(tǒng)精確測量同一標準件并隨時間變化有顯著的變差時，有助于確定最穩(wěn)定的測量系統(tǒng) ? 應(yīng)對測試跟蹤并圖表化 (或至少在量具記錄中記錄實際讀數(shù)和其它相關(guān)數(shù)據(jù) ) 第九版： 1999年 2月 85 MSA 對量具穩(wěn)定性的影響 ? 長時間的不用或間歇使用 ? 二次穩(wěn)定性試驗的測量數(shù)很大或很小 ? 環(huán)境或系統(tǒng)變化，例如：濕度，氣壓 – 與統(tǒng)計穩(wěn)定性相混淆的其它因子，如預(yù)熱效應(yīng)、磨損度、缺乏維護、作業(yè)員或?qū)嶒炄藛T缺乏培訓(xùn)等 第九版： 1999年 2月 86 MSA 量具穩(wěn)定性錯誤的原因 ? 儀器需要校準，需要減少校準時間間隔 ? 儀器、設(shè)備或夾緊裝置磨損 ? 正常老化或退化 ? 缺乏維護 ? 磨損或損壞的基準，基準出現(xiàn)誤差 ? 量具校準不當(dāng)或調(diào)整基準的使用不當(dāng) ? 儀器質(zhì)量差 —設(shè)計或一致性不好 ? 儀器設(shè)計或方法缺乏穩(wěn)健性 ? 不同的測量方法 —設(shè)置、安裝、夾緊、技術(shù) ? 變形 ? 環(huán)境變化 —溫度、濕度、振動、清潔度 ? 在常量上出錯 ? 其他 第九版： 1999年 2月 87 MSA 量具穩(wěn)定性分析 量具穩(wěn)定性工作指南 /標準件 ? 在保護環(huán)境下恰當(dāng)?shù)乇４嫠鼈?(產(chǎn)品的生命期內(nèi) ) ? 給它們標上名稱和號碼以便于追溯和進一步研究，包括低、中、高極差值的樣本 （天、周）對標準件作 3至 5次測量 (根據(jù)測量系統(tǒng)的具體情況而定 ) 第九版： 1999年 2月 88 MSA 量具穩(wěn)定性分析 量具穩(wěn)定性工作指南 (續(xù) ) 注：要求對每個標準件按過程或規(guī)范容限做一個圖 SPC要求作評估（穩(wěn)定？） ，以確定適用性 第九版： 1999年 2月 89 MSA 對穩(wěn)定性圖的分析 如果穩(wěn)定性有問題時，均值和極差圖會出現(xiàn)漂移或非控制狀態(tài) – 均值圖出現(xiàn)非控制狀態(tài)時，表明測量系統(tǒng)測量不正確， 檢查： ? 偏倚改變了 確定原因并改正 ? 如果原因是磨損 重復(fù)校準、維修 不必計算測量系統(tǒng)穩(wěn)定性數(shù)值 通過減少系統(tǒng)變差來改善穩(wěn) 定性 第九版： 1999年 2月 90 MSA 第八章 量具 RR分析 第九版： 1999年 2月 91 MSA GRR ? 目的 – 理解用 AIAG計算方法所作的 GRR ? 注意 : – 重復(fù)性和再現(xiàn)性用于衡量測量系統(tǒng)變差的寬度或分布 – 偏倚、穩(wěn)定性和線性用于對測量系統(tǒng)變差作定位 第九版： 1999年 2月 92 MSA 重復(fù)性 同一 評鑒人員用 同一測量儀器 測量多次測量 同一零件 的同一特性所獲得的測量變差 第九版： 1999年 2月 93 MSA 重復(fù)性范例 量具 A 量具 B 量具 C 量具 A的均值 量具 B的均值 量具 C的均值 第九版： 1999年 2月 94 MSA 再現(xiàn)性 不同 評價人員用 同一測量儀器 測量 同一零件 的同一特性所獲得的測量平均值的變差 第九版： 1999年 2月 95 MSA 再現(xiàn)性范例 至 為 A和 B的再現(xiàn)性 至 為 A和 C的再現(xiàn)性 至 為 B和 C的再現(xiàn)性 量具 A 量具 B 量具 C 量具 A的均值 量具 B的均值 量具 C的均值 第九版： 1999年 2月 96 MSA 量具 RR分析 量具 RR工作指南 1. 在測量系統(tǒng)使用者中選出 23個評價人 2. 抽取 10個零件，以此代表實際或期望的過程變差 3. 把零件從 1至 10編號，但號碼不為被評價人所見 4. 如果測量程序文件中有規(guī)定，則對量具作校準 第九版： 1999年 2月 97 MSA 量具 RR分析 量具 RR工作指南 (續(xù) ) 5. 由評價員 A隨機地對 10個零件作測量，由一個觀察員記錄測量結(jié)果 6. 由其他評價員重復(fù)第 5步，隱藏其他評鑒員所獲得的讀數(shù) 7. 重復(fù)第 5和第 6步，用不同的隨機組合測量 8. 對每個評鑒員的讀數(shù)計算均值和極差 第九版： 1999年 2月 98 MSA 量具 RR分析 量具 RR工作指南 (續(xù) ) 9. 用所附 GRR報告表，記錄零件均值和極差均值 GRR并轉(zhuǎn)換成百分比 第九版： 1999年 2月 99 MSA GRR分析 ? 第二版和第三版都介紹了三種方法： 極差法 均值極差法 ANOVE法（方差分析法） ? MSA 3rd 有比較明顯地推薦 ANOVE法的意圖。 做極差圖 ? 再現(xiàn)性 不同 評價人員用 同一測量儀器 測量 同一零件 的同一特性所獲得的測量平均值的變差 做均值圖 第九版： 1999年 2月 102 MSA 極差圖范例 ? 2個評價人 ,3次實驗， 5個零件 UCL = R = LCL = 0 1 2 3 4 5 1 2 3 4 5 評價人 A 評價人 B 第九版： 1999年 2月 103 MSA 極差圖結(jié)論 ? 對于兩個評價人 ,所有的點都在控制限制內(nèi) ,因此，評價人沒有區(qū)別 ? 如果其中一個評價人的測量值超出控制限制，那么結(jié)論是他的方法與另外一個不同 ? 如果兩個評價人都有一些點超出控制限制，那么結(jié)論是測量系統(tǒng)對評價人的技術(shù)敏感，需要改進以獲得有用的數(shù)據(jù) 第九版： 1999年 2月 104 MSA 均值圖范例 2名評價人 。 這種量具研究可用于單限值和雙限值量具 。 第九版： 1999年 2月 114 MSA 屬性量具工作指南 第一步驟 ? 選取零件。其余 1≤a≤19 。 ? 如果六個零件不滿足 1≤a≤19，在全范圍內(nèi)的選取點選取額外零件，這些點可選在量具研究已測量的零件測量中間點。 第九版： 1999年 2月 125 MSA MSA 總結(jié) 分 辨 率 準 確 性 精 確 度 偏 倚 選擇一個測量系統(tǒng)的基本要求 (通過檢查極差圖做目視分析 ) 由測量的偏倚來衡量 通過進行 GRR的重復(fù)性評估來衡量 通過觀測均值減去基準值來量化 第九版： 1999年 2月 126 MSA MSA 總結(jié) 控制圖、方差分析 穩(wěn) 定 性 線 性 當(dāng)測量系統(tǒng)間歇使用或較長時間不用后做分析 在量程范圍內(nèi)至少要做兩次或三次偏倚分析 對相同樣件做重復(fù)測量的工業(yè)測量系統(tǒng) 用于分析異常或過大的變差 GRR 第九版： 1999年 2月 127 MSA 附錄 第九版： 1999年 2月 128 MSA 控制圖常數(shù) 第九版： 1999年 2月 129 MSA Ball Shear Test RR 數(shù)據(jù) S P B 0 0 1 N B R : A S 0 0 77 0 2 9 7 D a t e : M a y 0 7 . 39。 9 8C h a r a c t e r i s t i c s : B P T ( G / W : 1 . 0 M I L ) P e r f o r m e d b y : S p e c i f i c a t i o n : A B O V E 3 G RF r o m d a t a s h e e t : R = 0 . 2 9 5 Rp = 3 . 3 2 X d i f f = 0 . 2 4 0R e a s o n f o r R R s t u d y :N e w G a g e Q u a l i f i c a t i o n E v a l u a t e G a g e p e r f o r m a n c eX R o u t i n e E v a l u a t e R R o f g a g e O t h e rM e a s u r e m e n t U n i t A n a l y s i s % P r o c e s s A n a l y s i sR e p e a t a b i l i t y E q u i p m e n t V a r i a t i o n ( E V ) T R I A L S K1E V = R * K 1 2 4 . 6 5 % E V = 100 [ E V / T V ]= 0 . 9 0 0 3 3 . 0 5 = 1 6 . 4 0 % R e p r o d u c i b i l i t y A p p r a i s e r V a r i a t i o n ( A V )A V = % A V = 100 [ A V / T V ]= 1 1 . 4 1 %= 0 . 6 3 O p e r a t o r s K22 3 . 6 5 * * * n = n u m b e r o f p a r t s r = n u m b e r o f t r i a l s 3 2 . 7 0R e p e a t a b i l i t y R e p r o d u c i b i l i t y ( R R ) R R = P A R T K3 % R R = 100 [ R R / T V ]= 1 . 1 0 5 2 . 0 8 = 1 9 . 9 8 %P a r t V a i a t i o n ( P V ) 6 1 . 9 3 % P V = 100 [ P V / T V ]PV = Rp * K 3 7 1 . 8 2 = 9 7 . 9 8 %= 5 . 3 7 8 1 . 7 4T o t a l V a r i a t i o n ( T V ) 9 1 . 6 7TV = 10 1 . 6 2= 5 . 4 9C o n c l u s i o n :S a t i s f a c t o r y M a r g i n a l U n a c c e p t a b l e R e p e a t T r a i lR e p e a t a b i l i t y XR e p r o d u c i b i l i t y XR R XR e c o m m e n d a t i o n :2 2。98 1. Bi as (Indep ende nt Samp le Metho d)5 0 . 1 0 5 1 . 9 05 2 . 6 0 5 1 . 2 0 B i a s = Obse r ved Aver age Master Measur emen t5 2 . 2 0 5 3 . 0 0 = 3. 094 9 . 8 0 4 9 . 7 05 3 . 4 0 5 3 . 2 0 P r o c e s s V a r ia t io n ( 6 s ig m a r a n g e ) = 42. 50 % B i a s = 100 [ Bi as / Pr o cess Var iatio n]51. 71 54. 80=7. 27% 2. Li near ity ==Par ts 1 2 3 4 = 0. 1422Master value 55. 79 54. 70 54. 50 54. 801 5 8 . 2 0 5