МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ І НАУКИ УКРАЇНИ
Тольяттінського державного університету
КАФЕДРА "ТЕХНОЛОГІЯ МАШИНОБУДУВАННЯ"
Контрольна робота з дисципліни "Контроль якості продукції"
Студент Биков Р.Н.
Група М-501
Викладач Драчов А.О.
Тольятті 2003-2004
Зміст
Введення
1. Статистична обробка даних
2. Побудова гістограми
3. Діаграма Ісікави
4. Складання карт контролю
Висновки
Список літератури
Програми
Введення
В даний час, в умовах насиченості ринку і конкуренції, пріоритетним напрямком діяльності підприємства є підвищення якості продукції. З підвищенням рівня якості тісно пов'язане підвищення ефективності господарювання і можливість розкриття нових економічних резервів. При цьому слід зазначити, що сучасні виробничі процеси одночасно є процесами розширеного відтворення, при яких підвищення якості виробів дозволяє ширше використовувати виробничі можливості, економічніше витрачати сировину, матеріали та енергію, більш раціонально розподіляти свої сили.
Основним завданням будь-якого підприємства є забезпечення якості продукції, що випускається, яка відповідала б визначеним потребам, в області застосування або призначення, задовольняла б вимогам споживача, відповідала б вживаним стандартам і технічним умовам, враховувала б вимоги охорони навколишнього середовища, пропонувалася б споживачеві за доступними цінами і приносила б стабільний прибуток. Але все це не може бути забезпечено без правильно організованої системи контролю якості.
Основним завданням служб контролю поряд з попередженням шлюбу є аналіз технологічних процесів з точки зору забезпечення необхідної якості продукції, що випускається та підготовки пропозицій щодо вдосконалення технології та координації дій усіх підрозділів підприємства щодо забезпечення якості.
Якість процесу визначається тим, наскільки споживчі властивості продукту задовольняються на заводському рівні, тобто ступенем відповідності вимогам нормативно-технічної документації. Ефективність процесу оцінюється за якістю продукції, що випускається і забезпечується за допомогою системи управління.
Розробка коригувальних заходів проводиться на основі статистичного аналізу технологічних процесів. Він дозволяє виявити «вузькі» місця, простежити тенденції появи відхилень, визначити їх закономірності, оцінити точність і стабільність роботи устаткування і т.д.
Тому метою даної контрольної роботи є оволодіння базовими навичками застосування статистичних методів.
1. Статистична обробка даних
Оцінка технологічної точності обробки на контрольній операції проводиться за допомогою індексів відтворюваності С р і С рк.
Допустимі значення індексів відтворюваності для загальноприйнятих оцінок технологічного процесу повинні приймати такі значення: 1 <[C p] <1,33 і 1 <[C p к] <1,33.
Значення індексу відтворюваності З р визначимо за формулою:
З р =
де Δ - поле допуску за кресленням:
Δ = ВЗ-НЗ = 21,994-21,982 = 0,012, (1.2)
де ВГД, нгд - верхня і нижня межа поля допуску контрольованого розміру.
W - поле розсіювання розмірів, що визначається за формулою:
W = k × S = 6,5 ∙ 0,00214 = 0,01387 (1.3)
K = 6,5 - поправочний коефіцієнт, для вибірки 100;
S-середньоквадратичне відхилення.
Визначимо середньоквадратичне відхилення за формулою:
s =
де Х i - результат i-ого вимірювання;
(Х ср) = 21,98769 мм - середнє значення контрольованих розмірів для всього обсягу вибірки,
n = 100 - кількість, контрольованих розмірів у вибірці.
Отримане значення індексу відтворюваності 0 <С р <1; тому технологічний процес відбувається в статистично не стійкому стані для прийнятого поля допуску контрольованого розміру, тобто усі отримані на даній настройці входять в необхідний допуск.
Визначимо значення індексу відтворюваності З рк за формулою:
З рк =
де D Крит - критичну відстань між середньою кордоном проходження процесу і найближчим кордоном поля допуску, прийняте як мінімальне
Відстань між середньою кордоном проходження процесу і найбільшою кордоном поля допуску визначимо за формулою:
D Крит 1 = ВЗ-(Х ср) = 21,994-21,98769 = 0,00631 (1.6)
Відстань між середньою кордоном проходження процесу і найменшою кордоном поля допуску визначимо за формулою:
D Крит 2 = (Х ср)-НЗ = 21,98769-21,982 = 0,00569 (1.7)
З отриманих значень вибираємо найменше та підставляємо його у формулу (1.5)
Отримане значення індексу відтворюваності З рк <З р; це говорить про те, що налаштування процесу зміщена від центру поля допуску, тому для поліпшення якості процесу необхідно збільшити З рк.
2. Побудова гістограми
Для виявлення положення середнього значення та визначення характеру розсіювання побудуємо гістограму.
Визначимо розмах для всього обсягу контрольованих розмірів у вибірці.
R = Х max-X min + 2е = 21,994-21,982 +2 ∙ 0,0005 = 0,013 (2.1)
де е = 0,0005 - похибка вимірювання.
Визначаємо ширину інтервалу за формулою:
К =
Визначаємо межі інтервалу за формулами:
НГ i = Х min - e = 21,982-0,0005 = 21,9815 (2.3)
ВГ i = НГ i + К = 21,9815 +0,0013 = 21,9828 (2.4)
де НГ і ВГ - відповідно верхня і нижня межі інтервалу.
Розділимо весь діапазон контрольованих значень на k-інтервалів і відзначимо межі інтервалів (α 1, α 2 ... α до +1)
Підрахуємо кількість значень (n i), що потрапили в кожний інтервал, і складемо інтервальну таблицю частот
Обчислимо довжину інтервалу h = (α к +1 - α 1) / к
Всі отримані значення зводимо в таблицю 2.1
Гістограму представимо на рис 2.1
Таблиця 2.1
Рис. 2.1
Аналіз гістограми підтверджує, що отримуються на даній операції розміри перебувають у полі допуску розміру і не виходять за його межі.
Це підтверджує стабільність технологічного процесу, значить настроювання на розмір проведена вірно, техпроцес не вимагає підналагодження устаткування деталі будуть отримані без шлюбу.
3. Діаграма Ісікави
Результат процесу залежить від численних чинників, причому деякі з них можуть впливати на інші, тобто бути пов'язаними відносинами "причина - результат". Знання структури цих відносин, тобто виявлення ланцюжка причин і результатів, дозволяє успішно вирішувати проблеми управління, в тому числі і проблеми управління якістю. Для зручності аналізу структури причин і результатів використовують діаграми Ісікави - діаграми причин і результатів.
4. Складання карт контролю
Визначимо вибіркове середнє значення розміру і розмаху підгрупи за формулами:
Х ср i = (Х 1 + Х 2 + ... + Х n) / n; (4.1)
де Х 1, Х 2 ... Х n - контрольовані значення розмірів деталей належать i-ої підгрупі;
n - кількість, контрольованих розмірів деталей у підгрупі
Середнє значення розмаху контрольованих значень деталей
належать i-ої підгрупі визначимо за формулою:
r = Х max-X min (4.2)
де Х max і X min - найбільше і найменше значення контрольованого розміру в i-ої підгрупи.
Рис. 3.1 Діаграма Ісікави
Середнє значення розмаху контрольованих розмірів деталей для всієї вибірки визначимо за формулою:
R cp = (r 1 + r 2 + r 3 + ... r n) / k (4.3)
де r 1, r 2 ... r n - кількість середніх значень розмаху належать всій вибірці;
k - кількість підгруп обсязі вибірки.
Середнє значення контрольованих розмірів деталей для всієї вибірки визначимо за формулою:
(Х) ср = (Х ср 1 + Х ср 2 + ... Х ср n) / k; (4.4)
де Х ср 1, Х ср 2 ... Х ср n - кількість середніх значень розміру належить всій вибірці.
Визначимо верхню і нижню контрольні кордону підгрупи для контрольованих розмірів і розмаху за формулами.
Верхня і нижня контрольні кордону для контрольованих розмірів вибірки (підгрупи):
ВКГ Х = (Х ср) + А 2 R cp = 21,98767 +0,577 ∙ 0,0052 = 21,9900004 (4.5)
НКГ Х = (Х ср)-А2R cp = 21,98767-0,577 ∙ 0,0052 = 21,9846696 (4.6)
Верхня і нижня контрольні кордону для розмахів вибірки (підгрупи):
ВКГ R = D 4 R ср = 2,114 ∙ 0,0052 = 0,0109928 (4.7)
де А 2, D 3, D 4 - постійні константи для розрахунку контрольних меж.
Так як 100 контрольованих значень у вибірці, то розбиваємо всю вибірку значень на 20 підгруп, і в кожній підгрупі по 5 контрольованих розмірів. Тоді для 20 підгруп, значення констант для розрахунку контрольних меж приймаємо такі:
n = 5; k = 20; А 2 = 0,577; D 4 = 2,114
Результати зводимо в таблиці 4.1
На підставі цих значень будуємо контрольну карту середніх значень і карту розмаху значень контрольованого розміру.
Таблиця 4.1
Висновки
1. При статистичної обробки даних було виявлено, що процес відтворюваності можна вважати добре налаштованим і не вимагає перенастроювання, так як отримане значення індексу відтворюваності З рк> 1, а також значення індексу відтворюваності З р> 1, тому технологічна точність забезпечується
2. Аналіз гістограми підтверджує, що отримуються на даній операції розміри знаходяться і наближені до середини поля допуску, значить настроювання на розмір проведена вірно, техпроцес не вимагає підналагодження устаткування деталі будуть отримані без шлюбу. Гістограму можна віднести до звичайного типу.
3. Проаналізувавши контрольну картку, також можна зробити висновок про те, що технологічний процес є статистично стійким, оскільки всі середні значення груп лежать в діапазоні, обмеженому лініями ВКГх і НКГх, і жодна з них не виходить за його межі.
Література
1. ГОСТ 2.105-79 «Загальні вимоги до текстових документів»
2. ГОСТ 2.503-74 «Правила внесення змін»
3. ГОСТ 2.1102-81 «Стадії розробки і види документів»
4. ГОСТ 3.1104-81 «Загальні вимоги до форм, бланків і документів»
5. ГОСТ 3.1105-84 «Правила оформлення документів загального призначення»
6. ГОСТ 3.1111-83 «Правила обліку, зберігання та внесення змін»
7. ГОСТ 3.1117-81 «Титульний аркуш. Правила оформлення »
8. ГОСТ 3.1201-85 «Система позначення технологічних документів»
9. ГОСТ 14.306-73 «Правила вибору засобів технологічного оснащення в процесі технічного контролю»
Тольяттінського державного університету
КАФЕДРА "ТЕХНОЛОГІЯ МАШИНОБУДУВАННЯ"
Контрольна робота з дисципліни "Контроль якості продукції"
Студент Биков Р.Н.
Група М-501
Викладач Драчов А.О.
Тольятті 2003-2004
Зміст
Введення
1. Статистична обробка даних
2. Побудова гістограми
3. Діаграма Ісікави
4. Складання карт контролю
Висновки
Список літератури
Програми
Введення
В даний час, в умовах насиченості ринку і конкуренції, пріоритетним напрямком діяльності підприємства є підвищення якості продукції. З підвищенням рівня якості тісно пов'язане підвищення ефективності господарювання і можливість розкриття нових економічних резервів. При цьому слід зазначити, що сучасні виробничі процеси одночасно є процесами розширеного відтворення, при яких підвищення якості виробів дозволяє ширше використовувати виробничі можливості, економічніше витрачати сировину, матеріали та енергію, більш раціонально розподіляти свої сили.
Основним завданням будь-якого підприємства є забезпечення якості продукції, що випускається, яка відповідала б визначеним потребам, в області застосування або призначення, задовольняла б вимогам споживача, відповідала б вживаним стандартам і технічним умовам, враховувала б вимоги охорони навколишнього середовища, пропонувалася б споживачеві за доступними цінами і приносила б стабільний прибуток. Але все це не може бути забезпечено без правильно організованої системи контролю якості.
Основним завданням служб контролю поряд з попередженням шлюбу є аналіз технологічних процесів з точки зору забезпечення необхідної якості продукції, що випускається та підготовки пропозицій щодо вдосконалення технології та координації дій усіх підрозділів підприємства щодо забезпечення якості.
Якість процесу визначається тим, наскільки споживчі властивості продукту задовольняються на заводському рівні, тобто ступенем відповідності вимогам нормативно-технічної документації. Ефективність процесу оцінюється за якістю продукції, що випускається і забезпечується за допомогою системи управління.
Розробка коригувальних заходів проводиться на основі статистичного аналізу технологічних процесів. Він дозволяє виявити «вузькі» місця, простежити тенденції появи відхилень, визначити їх закономірності, оцінити точність і стабільність роботи устаткування і т.д.
Тому метою даної контрольної роботи є оволодіння базовими навичками застосування статистичних методів.
1. Статистична обробка даних
Оцінка технологічної точності обробки на контрольній операції проводиться за допомогою індексів відтворюваності С р і С рк.
Допустимі значення індексів відтворюваності для загальноприйнятих оцінок технологічного процесу повинні приймати такі значення: 1 <[C p] <1,33 і 1 <[C p к] <1,33.
Значення індексу відтворюваності З р визначимо за формулою:
З р =
де Δ - поле допуску за кресленням:
Δ = ВЗ-НЗ = 21,994-21,982 = 0,012, (1.2)
де ВГД, нгд - верхня і нижня межа поля допуску контрольованого розміру.
W - поле розсіювання розмірів, що визначається за формулою:
W = k × S = 6,5 ∙ 0,00214 = 0,01387 (1.3)
K = 6,5 - поправочний коефіцієнт, для вибірки 100;
S-середньоквадратичне відхилення.
Визначимо середньоквадратичне відхилення за формулою:
s =
де Х i - результат i-ого вимірювання;
(Х ср) = 21,98769 мм - середнє значення контрольованих розмірів для всього обсягу вибірки,
n = 100 - кількість, контрольованих розмірів у вибірці.
Отримане значення індексу відтворюваності 0 <С р <1; тому технологічний процес відбувається в статистично не стійкому стані для прийнятого поля допуску контрольованого розміру, тобто усі отримані на даній настройці входять в необхідний допуск.
Визначимо значення індексу відтворюваності З рк за формулою:
З рк =
де D Крит - критичну відстань між середньою кордоном проходження процесу і найближчим кордоном поля допуску, прийняте як мінімальне
Відстань між середньою кордоном проходження процесу і найбільшою кордоном поля допуску визначимо за формулою:
D Крит 1 = ВЗ-(Х ср) = 21,994-21,98769 = 0,00631 (1.6)
Відстань між середньою кордоном проходження процесу і найменшою кордоном поля допуску визначимо за формулою:
D Крит 2 = (Х ср)-НЗ = 21,98769-21,982 = 0,00569 (1.7)
З отриманих значень вибираємо найменше та підставляємо його у формулу (1.5)
Отримане значення індексу відтворюваності З рк <З р; це говорить про те, що налаштування процесу зміщена від центру поля допуску, тому для поліпшення якості процесу необхідно збільшити З рк.
2. Побудова гістограми
Для виявлення положення середнього значення та визначення характеру розсіювання побудуємо гістограму.
Визначимо розмах для всього обсягу контрольованих розмірів у вибірці.
R = Х max-X min + 2е = 21,994-21,982 +2 ∙ 0,0005 = 0,013 (2.1)
де е = 0,0005 - похибка вимірювання.
Визначаємо ширину інтервалу за формулою:
К =
Визначаємо межі інтервалу за формулами:
НГ i = Х min - e = 21,982-0,0005 = 21,9815 (2.3)
ВГ i = НГ i + К = 21,9815 +0,0013 = 21,9828 (2.4)
де НГ і ВГ - відповідно верхня і нижня межі інтервалу.
Розділимо весь діапазон контрольованих значень на k-інтервалів і відзначимо межі інтервалів (α 1, α 2 ... α до +1)
Підрахуємо кількість значень (n i), що потрапили в кожний інтервал, і складемо інтервальну таблицю частот
Обчислимо довжину інтервалу h = (α к +1 - α 1) / к
Всі отримані значення зводимо в таблицю 2.1
Гістограму представимо на рис 2.1
Таблиця 2.1
| № інтервалу | Розмірний інтервал | Частота потрапляння в заданий інтервал | |
| 1 | 21,9815 | 21,9828 | 0 |
| 2 | 21,9828 | 21,9841 | 7 |
| 3 | 21,9841 | 21,9854 | 6 |
| 4 | 21,9854 | 21,9867 | 22 |
| 5 | 21,9867 | 21,9880 | 32 |
| 6 | 21,9880 | 21,9893 | 25 |
| 7 | 21,9893 | 21,9906 | 13 |
| 8 | 21,9906 | 21,9919 | 6 |
| 9 | 21,9919 | 21,9932 | 5 |
| 10 | 21,9932 | 21,9945 | 0 |
Рис. 2.1
Аналіз гістограми підтверджує, що отримуються на даній операції розміри перебувають у полі допуску розміру і не виходять за його межі.
Це підтверджує стабільність технологічного процесу, значить настроювання на розмір проведена вірно, техпроцес не вимагає підналагодження устаткування деталі будуть отримані без шлюбу.
3. Діаграма Ісікави
Результат процесу залежить від численних чинників, причому деякі з них можуть впливати на інші, тобто бути пов'язаними відносинами "причина - результат". Знання структури цих відносин, тобто виявлення ланцюжка причин і результатів, дозволяє успішно вирішувати проблеми управління, в тому числі і проблеми управління якістю. Для зручності аналізу структури причин і результатів використовують діаграми Ісікави - діаграми причин і результатів.
4. Складання карт контролю
Визначимо вибіркове середнє значення розміру і розмаху підгрупи за формулами:
Х ср i = (Х 1 + Х 2 + ... + Х n) / n; (4.1)
де Х 1, Х 2 ... Х n - контрольовані значення розмірів деталей належать i-ої підгрупі;
n - кількість, контрольованих розмірів деталей у підгрупі
Середнє значення розмаху контрольованих значень деталей
належать i-ої підгрупі визначимо за формулою:
r = Х max-X min (4.2)
де Х max і X min - найбільше і найменше значення контрольованого розміру в i-ої підгрупи.
Рис. 3.1 Діаграма Ісікави
Середнє значення розмаху контрольованих розмірів деталей для всієї вибірки визначимо за формулою:
R cp = (r 1 + r 2 + r 3 + ... r n) / k (4.3)
де r 1, r 2 ... r n - кількість середніх значень розмаху належать всій вибірці;
k - кількість підгруп обсязі вибірки.
Середнє значення контрольованих розмірів деталей для всієї вибірки визначимо за формулою:
(Х) ср = (Х ср 1 + Х ср 2 + ... Х ср n) / k; (4.4)
де Х ср 1, Х ср 2 ... Х ср n - кількість середніх значень розміру належить всій вибірці.
Визначимо верхню і нижню контрольні кордону підгрупи для контрольованих розмірів і розмаху за формулами.
Верхня і нижня контрольні кордону для контрольованих розмірів вибірки (підгрупи):
ВКГ Х = (Х ср) + А 2 R cp = 21,98767 +0,577 ∙ 0,0052 = 21,9900004 (4.5)
НКГ Х = (Х ср)-А2R cp = 21,98767-0,577 ∙ 0,0052 = 21,9846696 (4.6)
Верхня і нижня контрольні кордону для розмахів вибірки (підгрупи):
ВКГ R = D 4 R ср = 2,114 ∙ 0,0052 = 0,0109928 (4.7)
де А 2, D 3, D 4 - постійні константи для розрахунку контрольних меж.
Так як 100 контрольованих значень у вибірці, то розбиваємо всю вибірку значень на 20 підгруп, і в кожній підгрупі по 5 контрольованих розмірів. Тоді для 20 підгруп, значення констант для розрахунку контрольних меж приймаємо такі:
n = 5; k = 20; А 2 = 0,577; D 4 = 2,114
Результати зводимо в таблиці 4.1
На підставі цих значень будуємо контрольну карту середніх значень і карту розмаху значень контрольованого розміру.
Таблиця 4.1
| № підгрупи | Х ср i | r | (Х ср) ср | R сер |
| 1 | 21,9876 | 0,007 | 21,98767 | 0,0052 |
| 2 | 21,9872 | 0,005 | ||
| 3 | 21,9882 | 0,005 | ||
| 4 | 21,9866 | 0,002 | ||
| 5 | 21,9876 | 0,006 | ||
| 6 | 21,9882 | 0,008 | ||
| 7 | 21,9872 | 0,003 | ||
| 8 | 21,9868 | 0,002 | ||
| 9 | 21,9868 | 0,008 | ||
| 10 | 21,9884 | 0,006 | ||
| 11 | 21,9872 | 0,003 | ||
| 12 | 21,9894 | 0,002 | ||
| 13 | 21,9876 | 0,005 | ||
| 14 | 21,9874 | 0,006 | ||
| 15 | 21,9866 | 0,008 | ||
| 16 | 21,9876 | 0,007 | ||
| 17 | 21,9872 | 0,005 | ||
| 18 | 21,9890 | 0,006 | ||
| 19 | 21,9872 | 0,003 | ||
| 20 | 21,9896 | 0,007 |
Висновки
1. При статистичної обробки даних було виявлено, що процес відтворюваності можна вважати добре налаштованим і не вимагає перенастроювання, так як отримане значення індексу відтворюваності З рк> 1, а також значення індексу відтворюваності З р> 1, тому технологічна точність забезпечується
2. Аналіз гістограми підтверджує, що отримуються на даній операції розміри знаходяться і наближені до середини поля допуску, значить настроювання на розмір проведена вірно, техпроцес не вимагає підналагодження устаткування деталі будуть отримані без шлюбу. Гістограму можна віднести до звичайного типу.
3. Проаналізувавши контрольну картку, також можна зробити висновок про те, що технологічний процес є статистично стійким, оскільки всі середні значення груп лежать в діапазоні, обмеженому лініями ВКГх і НКГх, і жодна з них не виходить за його межі.
Література
1. ГОСТ 2.105-79 «Загальні вимоги до текстових документів»
2. ГОСТ 2.503-74 «Правила внесення змін»
3. ГОСТ 2.1102-81 «Стадії розробки і види документів»
4. ГОСТ 3.1104-81 «Загальні вимоги до форм, бланків і документів»
5. ГОСТ 3.1105-84 «Правила оформлення документів загального призначення»
6. ГОСТ 3.1111-83 «Правила обліку, зберігання та внесення змін»
7. ГОСТ 3.1117-81 «Титульний аркуш. Правила оформлення »
8. ГОСТ 3.1201-85 «Система позначення технологічних документів»
9. ГОСТ 14.306-73 «Правила вибору засобів технологічного оснащення в процесі технічного контролю»
Додаток
| Дубль. | ||||||||||||||
| Натомість. | ||||||||||||||
| Справжність. | ||||||||||||||
| Поршень | Лист | |||||||||||||
| КЕ | ||||||||||||||