msa(ppt70頁)(編輯修改稿)

　

【文章內容簡介】 .6 0 0 .8 3 02 2 0 .6 0 1 .0 0 0 .8 0 0 .9 5 0 .4 5 1 .0 0 0 .9 5 0 .8 0 1 .0 0 0 .7 0 0 .8 2 53 34 均值 0 .6 2 5 1 .0 0 0 0 .8 2 5 0 .9 0 0 0 .5 0 0 1 .0 0 0 0 .9 5 0 0 .8 2 5 1 .0 0 0 0 .6 5 0 X b a rA0 .8 2 85 極差 0 .0 5 0 .0 0 0 .0 5 0 .1 0 0 .1 0 0 .0 0 0 .0 0 0 .0 5 0 .0 0 0 .1 0 RA0 .0 4 56 B 1 0 .5 5 1 .0 5 0 .8 0 0 .8 0 0 .4 0 1 .0 0 0 .9 5 0 .7 5 1 .0 0 0 .5 5 0 .7 8 57 2 0 .5 5 0 .9 5 0 .7 5 0 .7 5 0 .4 0 1 .0 5 0 .9 0 0 .7 0 0 .9 5 0 .5 0 0 .7 5 08 39 均值 0 .5 5 0 1 .0 0 0 0 .7 7 5 0 .7 7 5 0 .4 0 0 1 .0 2 5 0 .9 2 5 0 .7 2 5 0 .9 7 5 0 .5 2 5 X b a rB0 .7 6 810 極差 0 .0 0 0 .1 0 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 0 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 5 RB0 .0 4 511 C 1 0 .5 0 1 .0 5 0 .8 0 0 .8 0 0 .4 5 1 .0 0 0 .9 5 0 .8 0 1 .0 5 0 .8 5 0 .8 2 512 2 0 .5 5 1 .0 0 0 .8 0 0 .8 0 0 .5 0 1 .0 5 0 .9 5 0 .8 0 1 .0 5 0 .8 0 0 .8 3 013 314 均值 0 .5 2 5 1 .0 2 5 0 .8 0 0 0 .8 0 0 0 .4 7 5 1 .0 2 5 0 .9 5 0 0 .8 0 0 1 .0 5 0 0 .8 2 5 X b a rC0 .8 2 815 極差 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 0 0 .0 0 0 .0 5 0 .0 5 0 .0 0 0 .0 0 0 .0 0 0 .0 5 RC0 .0 2 516 0 .5 6 7 1 .0 0 8 0 .8 0 0 0 .8 2 5 0 .4 5 8 1 .0 1 7 0 .9 4 2 0 .7 8 3 1 .0 0 8 0 .6 6 7 0 .8 0 8 0 .5 5 817 0 .0 3 818 0 .0 6 019 0 .1 2 520 0 .0 0 0零件平均值評價人/ 試驗次數零件均值U CLR= Rb a rb a r* D 4 =L CLR= Rb a rb a r* D 3 = 2 次試驗時 D 4 = 3 . 2 7 , 3 次試驗時 D 4 = 2 . 5 8 。 7 次試驗以內 =0 。 U CL R 代表單個 R 的極限。 圈出那些超出極限的值。 查明原因并糾正。 同一評價人采用最初的儀器重復這些讀數或剔除這些值并由其余觀測值再次平均并計算 R 和極限值。評價人極差均值： (RA+RB+RC)/ 3 = (0 . 0 4 5 + 0 . 0 4 5 + 0 . 0 2 5 )/ 3 =Xdi f f= M a x (X b a rA , X b a rB, X b a rC)M i n (X b a rA, X b a rB, X b a rC)= 0 . 8 2 8 0 . 7 6 8 =平均值極差控制圖法 平均值極差控制圖法 零件編號和名稱：墊片 量具名稱： 厚度儀 日期： 4 / 1 2 / 8 8特性 厚度 量具編號： X 2 9 3 4 執行人尺寸規格： 0 . 6 1 . 0 m m 量具類型： 0 . 0 1 0 . 1來自表數據：重復性 設備變差（ EV ） % E V = 1 0 0 [ E V / T V ]試驗次數 K1 = 1 8 . 7 3 %2 = 0 . 1 8 3 再現性 評價人變差（ AV ） % A V = 1 0 0 [ A V / T V ] = 1 6 . 8 0 % = 0 . 1 6 評價人數量 2 3K2 重復性和再現性（ R R ） % R R = 1 0 0 [ R R / T V ]零件數量 K3 = 2 5 . 1 6 %2 = 0 . 2 4 3 零件變差（ PV ） 4 % P V = 1 0 0 [ P V / T V ]5 = 9 6 . 7 8 %6 = 0 . 9 0 7 8 總變差（ TV ） 9 10 = 0 . 9 3 所有計算都基于預期 5 . 1 5 σ （在正態分布曲線之下 9 9 . 0 的面積）。K 為 5 . 1 5 / d ， d 取決于試驗次數（ m ）和零件數與評價人數的乘積（ g ），并假設該值大于 15 。 D 數值來自表 2 。A V 如果計算中根號下出現負值，評價人變差缺省為 0 。K 為 5 . 1 5 d * ，式中 d * 取決于評價人數量（ m ）和（ g ）， g 為 1 ，因為只有單極差計算。K 為 5 . 1 5 d * ，式中 d * 取決于零件數（ m ）和（ g ）， g 為 1 ，因為只有單極差計算。測量分析 % 總變差（ TV ）)]/()(222nrEVKXAVD I F F???1KREV ??22 AVEVRR ??3KRPVp??)(22PVRRTV ??Gage RR研究 ? 方差分析法（ ANOVA） Gage RR研究 變差源 DF （自由度） SS （平方和列） MS （均方列） EMS （期望均方列） F評價人 k1 SS O SS O /(k1) τ2+r γ2+nr ω2零件 n1 SS P SS P /(n1) τ2+r γ2+kr σ2評價人 * 零件 (n1)*(k1) SS OP SS OP /(n1)(k1 ） τ2+rγ2MSop/MSe量具（誤差） nk(r1) SS E SS E /nk(r1) τ2總變差 nkr1 TSS 評價人 ~N(0, ω2)零件 ~N(0, σ2)評價人 * 零件 ~(0, γ2)量具（誤差） ~(0, τ