日用化工企業(yè)制程能力分析報告

制程能力分析目錄一、工序質(zhì)量控制二、過程能力的概念、度量、分析評價三、過程能力指數(shù)與不合格品率四、正態(tài)性檢驗五、過程能力調(diào)查六、正態(tài)總體假設(shè)檢驗七、制程能力電腦分析一、工序質(zhì)量控制通常要解決兩個問題:—一是過程狀態(tài)的穩(wěn)定,即過程處於統(tǒng)計控制狀態(tài)—二是過程具有生產(chǎn)合格品的保證能力二、過程能力的概念、度量、分析評價1.過程能力概念(1).6M或稱5MIE構(gòu)成了過程的六大要,其綜合效果加以量化時,就構(gòu)成過程能力(2).過程控制系統(tǒng)圖人機料法環(huán)量測資源組合轉(zhuǎn)換中間產(chǎn)品半成品成品零部件……行動統(tǒng)計方法

制程能力量度σ2.μ

(3).六大因素將各自對產(chǎn)品品質(zhì)產(chǎn)生影響,產(chǎn)品/服務(wù)量化的結(jié)果綜合反應(yīng)出:

σ2——變量概率分布的方差→標(biāo)準(zhǔn)偏差—過程能力大小的度量基礎(chǔ)

μ——變量之平均值(4).正確理解σ、μ及X、S試比較樣本與群數(shù)SamplePopulationStatisticX—averageS—SamplestanddeviationParameterμ—Meanσ—Standarddeviation

-

(5).正態(tài)分布之形成過程Sample——Population標(biāo)準(zhǔn)測量:少→多→群數(shù)X→X→X→X→X→X→X→(6).正態(tài)分布概率密度函數(shù):當(dāng)收集到的數(shù)據(jù)為計量數(shù)據(jù)時,質(zhì)量特性X會是一個連續(xù)性隨機變量,變量的分布便是正態(tài)分布,符合下式:概率密度函數(shù):其中:π=3.14159e=2.71828Xi-μ

σZ=?(Z)-3σ-2σσμσ2σ3σ68.26%95.44%99.73%?(Z)=e=0.3989e1Z22Z22Z22√

2πZ22Z22Z22(7).6σ應(yīng)用概率正態(tài)分布之性質(zhì)在μ±3σ

範(fàn)圍之概率為0.9973,幾乎包含了全部的質(zhì)量特性值.所以:6σ

範(fàn)圍被認(rèn)為是產(chǎn)品品質(zhì)正常波動的合理的最大幅度,它代表了一個過程所能達到的質(zhì)量水平,所以過程能力一般用6σ來表示.

σ越大→過程質(zhì)量波動越大,過程能力越低

σ越小→過程能力越高

?想一想:6σ之範(fàn)圍,對我們會有怎樣的意義,可以用來作品質(zhì)設(shè)計嗎?小結(jié):所謂過程能力,就是過程處於統(tǒng)計控制狀態(tài)下,加工品質(zhì)正常波動的經(jīng)濟幅度,通常用品質(zhì)特性值分布的6倍標(biāo)準(zhǔn)偏差表示,記為6σ

試問:過程本身與公差有無關(guān)係?2.過程能力指數(shù)比較評價:工序自身實際存在的能力(質(zhì)量水平)6σ;給定的技術(shù)要求T(公差)比值—衡量過程能力,滿足工藝技術(shù)要求程度指標(biāo)—CpCp==TU-TL6σ

T6σ

TLTU分布中心與公差中心重合?想一想:如果T的中心(公差中心),與6σ之中心不重合時,CP會是一種怎樣的值,不重合時CP該如何考慮呢?TLTUΣT/2Mμ分布中心與公差中心不重合——偏移量ε

:ε=｜M-μ｜公差中心M與分佈中心μ之差值?偏移是過程中存在甚麼因素的影響?CP與不良率有甚麼關(guān)係?三、過程能力指數(shù)與不合格品率假定X≧TL為合格品,那麼X<TL時為不合格品,如圖示

-∞AreaT=1.000陰影部份的面積即為不合格品,查表可求出-∞TL

μArea1=Φ()

TL–μσ即PL=P(X<TL)

=Φ()

TL–μσμ–TL之不同值(可以用σ為單位來度量)不合格品率PL也不同,因此可定義過程能力指數(shù)CPL=μ–TL3σ+∞Area1假設(shè)X≦TU為合格品,那麼X>TU時為不合格品-∞Area1=1.000Area2Area1+∞-∞μTU陰影部份的面積查表可求:Area1=AreaT-Area2=1-Φ()

TU–μσ不合格品率PU=P(X>TU)

=1-Φ()

TU–μσ由上可知:TU–μ

的不同值,會有不同的不合格品率PU,因此,定義過程能力指數(shù)CPU=TU

–μ3σ+∞假設(shè)特性X規(guī)格為(TL,TU),當(dāng)特性值X在(TL,TU)為合格,那麼X<TL或X>TU

即為不合格品如圖示:Area3-∞-∞Area2Area1TL

μTU陰影部份即為不合格品之率:P

=PL+PU

=P(X<TL)

+

P(X>TU)a).當(dāng)公布中心μ與公差中心M重合時M=μPL=PUb).當(dāng)M<μ則:P(X<TL)

+

P(X>TU)不合格品主要出現(xiàn)在質(zhì)量上限T-∞TLMμTUArea+∞c).當(dāng)M>μ則:P(X<TL)

+

P(X>TU)不合格品主要出現(xiàn)在達不到規(guī)格之下限部份所以可定義過程能力指數(shù)CPK=min(CPU,CPL)=min(,)TU

–μ

3σμ–TL

3σ=min(,)μ–M+T/23σM+T/2-μ

3σ=+min(,)=-μ–M3σM-μ

3σT6σT6σ｜M-μ｜3σT6σ=-=(1-K)Cp(K=)KT/23σM-μ

T/2K即為偏移系數(shù)T-∞TL

μMTUArea小結(jié):由於在實際問題中,分布的參數(shù)往往是未知的,為此常用樣本數(shù)估計值來代替.即μ=Xσ=S綜上所述:過程能力指數(shù)結(jié)如下:

1>.單邊規(guī)格:a.規(guī)定上限X≦TU時為合格

Cp=(TU-X)/3Sb.規(guī)定下限X>TL時為合格Cp=(X-TL)/3S2>.雙邊規(guī)格X→[TL,TU]為合格用ε=｜M-X｜εT/2K==T/2｜M-μ｜CPK=(1–K)CP

重點說明:討論過程能力指數(shù),一定在如下兩個假定下進行的:1.過程是穩(wěn)定的,即過程的輔出特性X服從正態(tài)分布N(μ,σ

2)2.產(chǎn)品的規(guī)格範(fàn)圍(下限規(guī)格TL和上限規(guī)格TU)能準(zhǔn)確反映顧客(下道工序的工人、使用者)的要求.如果不知道分布是否是正態(tài)分布,則應(yīng)進行正態(tài)性檢驗來驗證過程分布是否服從正態(tài)分布四、正態(tài)性檢驗NormalityTests—ShapiroWilkesTest觀察Shapiro—WilkProb<WValue如果:PValue(以Prob<w表示)Prob<W是大於0.05,則可以認(rèn)為是正態(tài)分布,如果:Prob<W是小於0.05,則不認(rèn)為是正態(tài)分布,需作計算機曲線擬合或圖形分析五、過程能力調(diào)查是基于過程處于穩(wěn)定狀態(tài)下,科學(xué)計算μ

σ,常用控制圖法和直方圖法A.直方圖:通過直方圖的分散範(fàn)圍同公差範(fàn)圍比較簡便而又直觀地判斷過程能力是否滿足品質(zhì)要求也可以按直方圖算得X及S計算CPK值缺點,直方圖不能看出質(zhì)量特性值隨時間變化的情況不能反映生產(chǎn)過程的穩(wěn)定.(樣本中包含了特大或特小的樣品值S值較大CPK降低)B.控制圖法通過控制圖確認(rèn)過程處於統(tǒng)計控制狀態(tài)下,以產(chǎn)品質(zhì)量正常波動的標(biāo)準(zhǔn)偏差σ.計算數(shù)過程能力6σ.σ通常用R/d2來計算σ=R/d2因為控制圖繪制過程中反映了較長時間內(nèi)過程處于穩(wěn)定狀態(tài)的質(zhì)量波動狀況,排除了系統(tǒng)因素的影響.六、正態(tài)總體假設(shè)檢驗品管經(jīng)常需要對兩個事物進行比較,如兩種工藝方法生產(chǎn)的產(chǎn)品特性比較,兩批原材料的性能比較,某時刻(批)產(chǎn)品質(zhì)量與正常母體的差異等,但是,差異是絕對存在的,品管講究的是有無“顯著性差異”顯著性檢驗就是借助“統(tǒng)計檢驗”的方法判斷兩個事物是否存在差異的一種方法.1.顯著性檢驗的一般程序1>.設(shè)置原假設(shè)Ho如Ho:μ>μo;則Ho的備擇假設(shè)H1:μ<μo2>.設(shè)定顯著水平α顯著性檢驗的判斷是依據(jù)小概率事件原理的判斷,所謂小概率α是判斷錯誤的概率(風(fēng)險度).統(tǒng)計檢驗依據(jù)的是小概率原理,即“在一次實驗中小概率事件實際上(不是理論上)是不會發(fā)生的”,如果發(fā)生了,則應(yīng)判定統(tǒng)計檢驗的結(jié)果存在顯著性差別:例:在1000個零件中會有1件不合格品,現(xiàn)在從中隨機抽取1件,則抽到不合格品的概率為0.001,因此在1000件中只會有1件不合格的假設(shè)下,從中抽取一件就正好抽到不合格品,(不是理論上)實際上是不可能的.根據(jù)這個原理可以得到一個推理方法,即如果在某假設(shè)成立的條件下,事件A是一個小概率事件,現(xiàn)在只進行一次試驗,如果在這一次試驗中,事件A就發(fā)生了,則自然有理由認(rèn)為原來的假設(shè)不成立所以,假設(shè)檢驗的核心問題是選取適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計量,並找出其在假設(shè)成立的前提下的概率分布,對于給定的顯著性水平α提出檢驗標(biāo)準(zhǔn)—小概率事件發(fā)生的臨界值,進而對所提出的假設(shè)進行判斷.適常選擇α=0.01,0.05,0.10等,一般情況下若小概率事件的發(fā)生可能導(dǎo)致重大損失時,應(yīng)選取數(shù)值小的α值,反之可以選大一些,適常α取0.053>.求臨界值在給定的顯著性水平下,通過查表求得臨界值4>.判斷將統(tǒng)計量與臨界值比較,作出拒絕原假設(shè)Ho或接受原假設(shè)Ho的判斷,當(dāng)拒絕原假設(shè)Ho時,一般應(yīng)接受備擇假設(shè)H1.5>.結(jié)論,做出顯著性判斷的結(jié)論2.正態(tài)總體假設(shè)檢驗:t檢驗和U檢驗設(shè)總體X~N(μ,σ2);X1,X2…,Xn是總體X的隨機樣本μo和σo是已知數(shù)值則U=t=X–μoσon√X–μoS

n√σ=σo已知,用U檢驗σ

未知,用t檢驗情形假設(shè)基本假設(shè)Ho之否定域HoH1σ=σo已知σ未知1μ=μoμ≠μo{|U|≧Uα}{|t|≧tα,n-1}2μ≦μoμ>μo{|U|≧U2α}{|t≧t2α,n-1}3μ≧μoμ<μo{U≦U2α}{t≦-t2α,n-1}表中Uα是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布水平α的雙側(cè)分位數(shù),tα,v是自由度為v=n–1的t分布水平的雙側(cè)分位數(shù)(1).U檢驗舉例某料號的電鍍鋅層厚度在正常情況下,服從正態(tài)分布N(4.55,0.108)某日抽測五批產(chǎn)品,其厚度分別為4.28,4.40,4.42,4.35,4.37,若標(biāo)準(zhǔn)偏差設(shè)有變化,現(xiàn)需檢驗分布中心有列顯著性差異設(shè)置原假設(shè)Ho

Ho:μ=μo即當(dāng)日產(chǎn)品鋅層度分布中心正常b.

計算統(tǒng)計量均值:X=4.364U===-3.9X–μoσon√4.364–4.550.108

5√n-為樣本大小μoσo分別為原總體分布中心和標(biāo)準(zhǔn)偏差查表(求臨界值)設(shè)置顯著性水平α=0.05查正態(tài)分布表或正態(tài)雙側(cè)位分?jǐn)?shù)(uo)表,得到=u0.05=1.96判斷若|u|≦uα則接受原假設(shè)Ho|u|>uα則拒絕原假設(shè)Ho現(xiàn)|u|=3.90>1.96,故應(yīng)拒絕原假設(shè)Ho結(jié)論:當(dāng)日產(chǎn)品厚度已發(fā)生顯著變化,必須從工藝上爭取糾正措施,使生產(chǎn)產(chǎn)品的分布中心恢復(fù)到原有水平.如果已知兩個母體分別服從正態(tài)分布N(μ1;σ

o)和(μ2;σ

o),它們有和同的標(biāo)準(zhǔn)偏差σ

o,現(xiàn)需檢驗這兩個母體分布中心μ1和μ2是否存顯著結(jié)果,仍可用U檢驗,μ=X1–X2σ

o√11n1n2(2).t檢驗舉例標(biāo)準(zhǔn)偏差未知時,應(yīng)采用t檢驗方法解決問題如:某一彈簧壓縮到某一高度后之彈力服從正態(tài)分布,某一規(guī)格的標(biāo)準(zhǔn)彈力為2.7N,從某日生產(chǎn)的產(chǎn)品中抽取9個樣品檢驗彈力分別為No.123456789X2.802.852.722.782.602.802.682.632.75試用t檢驗的方法檢驗當(dāng)日生產(chǎn)的彈力是否正常.設(shè)置原假設(shè)Ho

Ho:

μ=μo當(dāng)日產(chǎn)品彈力正常求統(tǒng)計量均值X偏差SX=2.734S=0.084計算統(tǒng)計量時,由於總體標(biāo)準(zhǔn)偏差未知,用樣本標(biāo)準(zhǔn)偏差S代替.X–μoS/

n√t==1.23查表(求臨界值)若μ=μo為真實時,t變量服從自由度為n–1的分布本例自由度f=n–1=8設(shè)α=0.05查t分布表查得臨界值為:f=8t

α

=0.05=2.31判斷若|t|≦t

α?xí)r判斷接受原假設(shè)Ho|t|>t

α?xí)r判斷拒絕原假設(shè)Ho現(xiàn)有t=1.23<2.31則應(yīng)接受原假設(shè)Ho:μ=μo結(jié)論當(dāng)日生產(chǎn)彈簧彈力無顯著變化(正常)與U檢驗相同,t檢驗也可以檢驗兩個母體的分布中心是否相同,其計算公式是:√X1– X2t=(n1–1)S12+(n2-1)S22n1+n2–2√11n1n2七、制程能力電腦分析(略)t檢驗臨界值表P(|t|>tα)=α-tα,n-10tα,n-1

α/2α/2正態(tài)分布的雙側(cè)位數(shù)(uα)表-μ

α0μ

α1/2α1/2αα=1-∫e––dμ

μ

α-μ

α√

2π1μ22《化妝品術(shù)語》起草情況匯報中國疾病預(yù)防控制中心環(huán)境與健康相關(guān)產(chǎn)品安全所一、標(biāo)準(zhǔn)的立項和下達時間2006年衛(wèi)生部政法司要求各標(biāo)委會都要建立自己的術(shù)語標(biāo)準(zhǔn)。1ONE二、標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)費標(biāo)準(zhǔn)研制經(jīng)費：3.8萬三、標(biāo)準(zhǔn)的立項意義術(shù)語標(biāo)準(zhǔn)有利于行業(yè)間技術(shù)交流、提高標(biāo)準(zhǔn)一致性、消除貿(mào)易誤差，作為標(biāo)準(zhǔn)體系中的基礎(chǔ)標(biāo)準(zhǔn)，術(shù)語標(biāo)準(zhǔn)在各個領(lǐng)域的標(biāo)準(zhǔn)體系中均起著重要的作用。隨著我國化妝品衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)逐步加快，所涉及的術(shù)語和定義的數(shù)量也在迅速增長，在此情形下，化妝品術(shù)語標(biāo)準(zhǔn)的制定就顯得尤為重要。四、標(biāo)準(zhǔn)的制訂原則1.合法性遵守《化妝品衛(wèi)生監(jiān)督條例》、《化妝品衛(wèi)生監(jiān)督條例實施細則》中關(guān)于化妝品的定義。2.協(xié)調(diào)性直接引用或修改采用的方式，與相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)中的術(shù)語和定義相協(xié)調(diào)。3.科學(xué)性對于沒有國標(biāo)或定義不統(tǒng)一的術(shù)語，在定義時體現(xiàn)科學(xué)性的原則。4.實用性在標(biāo)準(zhǔn)體系中出現(xiàn)頻率較高，與行業(yè)聯(lián)系較緊密的術(shù)語優(yōu)先選用。五、標(biāo)準(zhǔn)的起草經(jīng)過

第一階段：資料搜集

搜集國內(nèi)外相關(guān)法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)、文獻并對國外文獻如美國21CFR進行翻譯。第二階段：2007年末形成初稿

初稿內(nèi)容包括一般術(shù)語、衛(wèi)生化學(xué)術(shù)語、毒理學(xué)術(shù)語、微生物術(shù)語、產(chǎn)品術(shù)語、人體安全和功效評價術(shù)語，常用英文成份術(shù)語等７部分。第三階段：專家統(tǒng)稿1.2007年12月第一次專家統(tǒng)稿會（修訂情況：1.在結(jié)構(gòu)上增加原料功能術(shù)語、相關(guān)國際組織和科研機構(gòu)等內(nèi)容；2.在內(nèi)容上增加一般術(shù)語、產(chǎn)品術(shù)語的種類，將化妝品行業(yè)的新產(chǎn)品類別納入本標(biāo)準(zhǔn)；3.對于毒理學(xué)、衛(wèi)生化學(xué)、微生物學(xué)術(shù)語進行修改；4.刪除與化妝品聯(lián)系不緊密、無存在必要的常用英文成分術(shù)語。2.2009年1月第二次專家統(tǒng)稿會會議意見：1.修改能引用國家標(biāo)準(zhǔn)的盡量引用國家標(biāo)準(zhǔn)；對存在歧義的個別用詞進行修改。2.刪除由于本標(biāo)準(zhǔn)中的“產(chǎn)品術(shù)語”一章和香化協(xié)會所制定的某個標(biāo)準(zhǔn)存在重復(fù)，因此刪除“產(chǎn)品術(shù)語”一章的內(nèi)容；對“原料功能術(shù)語”的內(nèi)容進行梳理，刪除了20余條內(nèi)容。3.增加專家建議增加“化妝品限用物質(zhì)”等若干項術(shù)語。第四階段：征求意見2009年2月面向全國公開征求意見。第五階段：征求意見的處理與形成送審稿。在征求意見的處理階段再次征求了相關(guān)專家的意見。六、標(biāo)準(zhǔn)的內(nèi)容依據(jù)1.《化妝品衛(wèi)生監(jiān)督條例》、《化妝品衛(wèi)生監(jiān)督條例實施細則》;2.《化妝品衛(wèi)生規(guī)范》;3.美國21CFR；4.相關(guān)領(lǐng)域國家標(biāo)準(zhǔn)如：GB5296.3-2008消費品使用說明化妝品通用標(biāo)簽，GB/T14666-2003分析化學(xué)術(shù)語等；