测量系统分析在MINITAB中的运用实例.pdf

测量系统分析Measurement System Analysis实例一、计量型测量系统分析二、计数型测量系统分析三、计数型数据性能曲线（偏倚）四、在线量具Gage R&R五、如何针对Gage R&R运用保护带 六、量具校准和使用GR&R分析的三种方法 极差法:短期方法，快速的近似值 均值一极差法:长期方法，将变差分解为重复性和再现性。4Vo四分析法:标准的统计技术，可将变差分为四类：零件、评价人、零件与评价人之间的相互作用，以及量具造成的 重复误差。快速GR&R（极差法）极差法：极差法是一种改良的计量型量具的研究，它可迅速提供 一个测量变差的近似值。只能提供测量系统的整体概况 不能将变差分为重复性和再现性。它典型的好处就是快速检查验证GRR是否发生了变化。典型的极差法：2个评价人 5个零件 两个评价人各将每个零件测量一次。计算极差的和与平均极差。通过将平均极差均值乘以1/d2*d2可以查表找到 m=2,g=5.极差法-示例Od常数表零件个数2个操作员3个操作员4个操作员11.411.912.2421.281.812.1531.231.772.1241.752.115(、1.19)1.742.161.181.732.0971Z71.732.098/l71.722.089,/1.161.722.081Q/1.161.722.08值-最)2+1+1+2+1)/5=775=1.41.4/1.19=1.176%Gage R&R=GR&R/过程标准差*100%=1.176/3.33*100%=35.315%_-蜀的正确性80*极差法能够潜在的检测出测量系统为不可接受的概率:样本容量为5结论正确性80%样本容量为10结论正确性90%练习：3m i n过程标准差二0.0777零件号操作员A操作员B极差(A,B)10.850.8020.750.7031.000.9540.450.5550.500.60计算结果零件号操作员A操作员B极差(A,B)10.850.800.0520.750.700.0531.000.950.0540.450.550.1050.500.600.10极差之和0.35平均极差0.07已知：过程标准差=0.0777GR&R=0.07/1.19=0.0588 二过程标准差=0.0777%GR&R=100*0.0588/0,0777=757%23-4“三；弓人理丰员11.411.912.2421.281.812.1531.231.772.121.21 一,T75 2.11尸/4 4 A0:1 19J1.742104 40 7ao no0I.IUI./Jz.uy71 17i 732 09T1TTT1 V_8L17_1J2_2Q891.161.722.08101.161.722.08均值-极差法均值一极差法:是一种可同时对测量系统提供重复性和再现性的评估值的研究方法。与极差法不同，它可以将测量系统的变差分成两个部分：重复性再现性 不能确定他们两者之间的交互作用。均值-极差（X不）法是确定测量系统的重复性和再现性的数学方法，主 要步骤如下：1选择3个测量人 A,B,C 和10个测量样品（典型）。测量人应有代表性，代表经常从事此项测量工作的QC人员或生产线人 员10个样品应在过程中随机抽取，可代表整个过程的变差，否则会严重 影响研究结果。2校准量具3测量，让三个测量人对10个样品的某项特性进行测量，每个样品每人测量 三次，将数据填入表中。试验时要遵循以下原则：盲测原则1：对10个样品编号，每个人测完第一轮后，由其他人对这10个样品进行随机的重新编号后再测，避免主观偏向。盲测原则2：三个人之间都互相不知道其他人的测量结果。4结果分析评价人/试验#零件平均值12345678910A 10.29-0.561.340.47-0.80.020.59-0.312.26-1.3620.41-0.681.170.5-0.92-0.110.75-0.201.99-1.2530.64-0.581.270.64-0.84-0.210.66-0.172.01-1.31F值&a=极差Ra=B 10.08-0.471.190.01-0.56-0.20.47-0.631.80-1.6820.25-1.220.941.03-1.200.220.550.082.12-1.6230.07-0.681.340.2-1.280.060.83-0.342.19-1.50均值X b=极差Rb=C 10.04-1.380.880.14-1.46-0.290.02-0.461.77-1.492-0.11-1.131.090.20-1.07-0.670.01-0.561.45-1.773-0.15-0.960.670.11-1.45-0.490.21-0.491.87-2.16均值匕=极差R c 二零件均值丁=Rp=R=Ra=X DIFF+Rb=+Rc=)/评价人=.=Max X-Min X-R=*UCLR=R=X=*2次试验D厂3.27,3次试验Df2.58。位.代表了单个极差的控 制限。将那些超出控制限的点圈出，识别原因并纠正。使用与开始时 相同的评价人及单位重复这些读数，或除去某些值并从保留的 观察值重新获得平均值，重新计算极差。=K结果分析-图示法在进行其他统计分析之前，应先使用图表工具对数据进行系统的筛 选。从而找到变差明显特殊原因。极差图极差图-层叠在包括平均极差和控制限的标准的极差图上画出了由每个评 价人对每个零件测量的多个读数范围。从画在图中得出的数据分 析可以得出很多有用的解释。如果所有的极差都受控，则所有评 价人的工作状态是相同的，可以认为每人重复测量的重复性是一 致的。如果一个评价人不受控，说明他的方法与其他人不同。如果 所有评价人都不受控，则测量系统对评价人的技术很敏感，需要 改善以获得有用的数据。极差图可以帮助我们确定：与重复性相关的统计控制，测量 过程中评价人之间对每个零件的一致性。以上图形的评审显示评价人之间变异性是不同的，应分析并 消除其影响。R Chart by operator.32.1,0 o.so.0.6UEZ-dEBSUCL=0.2403R=0.09333LCL=0从图中我们可以获取什么信息?均值图均值图-非层叠均值图-层叠少于一半的点落在控制限外边：测量系统缺乏足够的分辨率样本不能代表期望的制造过程变差。多于一半的点落在控制限外边，测量系统能够充分探测零件之间的变差测量系统能够提供对过程分析和过程有用的信息。Xbar Chart by operator21,090976,5432 33322222222UCL二2 740Mean-2.644LCL=2 5492 3U BW-d E B SAJL=-0.291X=-0.492IL=-0.693那组数据可以接受?结果分析一计算计算公式:(RA+RB+RC)/3XDIFF=Max XAX-XC-Mixl,XB,Xc重复性-设备变差EV=RxK1_再现性-测验人变差扇(兄加F xK2)2-(EV2/nr)过程变差PVWRp XK3R&R=/(EV2+AV2)总变差TV(R&R2+PV2)%EV=EV/TV%AV=AV/TV%R&R=R&R/TV%PV=PV/TVP/T=R&R/Tolerance*AV计算中，如根号下出现负值，AV取值0n=样品个数片每个人对每个样品的试验次数rKiKi=6/d*2234.563.05测试人数K223.6532.70nK371.8281.7491.67101.627域oT：总变差(Tota I Var i at i on)制造系统变差与测量系统变差的合成，用标准差表示。若所选 样本能代表实际的制造过程变差范围，其计算公式如下：TV=(GRR，2+(PG)2零件间变差(Part-to-part Var i at i on)零件间的差异是制造系统造成的，因此，如果所选样本能代表 实际的制造过程变差范围，尸卜就是制造系统变差的标准差。PV=R P/d2=R PxK3产V的计算中必须消除测量系统的影响。它是通过如下的计算 来达到的：评价人A测量了 1号零件3次，对其取平均，就消除 了量具的影响，评价人B、C同理取平均，再将三人的均值取 平均，就消除了人的影响测量系统的双性GR&R的计算 如果总过程变差由SPC控制图中已知，并且其值以6o为基础，则它可以取代量具研究总变差（TV。由下列两个等式完成:n T、7过程变差 LV-6.002）二，（丁疗 一（GK02这两个值（TV和尸V 可以替代前面的计算值。4V0明分析法:标准的统计技术，可将变差分为四类：零件、评价人、零件与评价人之间的相互作用，以及量 具造成的重复误差。使用Mintab分析文件鱼）编辑 数据 计篁 统计）图形 编辑器也）工具复）窗口世）帮助国）231initab-无标蔻百。|昌1/电唱1。0|回1 0号康|嗯匾脸囱匐的|d回mi蝎 哺中强耐|刎威|7三I窗I 复+口=任U|x|Q J-1口。、0 匕巴鼠会话-2011-2-20 9:20:0：欢迎使用Mini tab,请按Fl获得有关帮助,3样品宓须欢实际生产检验过程中选择，并考虑尽可能代表实际,生产中存在的所有产品变差（可根据生产特性在一天或几天内生产出的产品抽出）；如果一个量具适用于多个规格产品的尺寸/特性测量，在做该量 具的MSA分析时，应选择其中一个过程变差最小的规格产品作为 样品以避免过大的零件变差造成分析结果的不准确；m避汽车工业行动组织量具研兖n“*处治小木羊且编且出力n卜踪飨一 11 J I I I H H tvIHj J y I/v H I_-、乙，g|n|x|欢迎使用Mini tab,请按Fl获得有关帮助。2011-1-17J I 二以|“审十1|-U|A|J illTi=io。归凹量具R4R研究 交叉）部件号国）：操作员国）：测量数据d：分析方法3方差分析）C Xbar 和 RQOI,部aI,操作员rw凶量具信息收）”|2011-1-17ni tab文件g 编辑 数据 计算 统计）图形 编辑器）工具 窗口世）帮助国）.以。|昌|上电唱|cc|E|t 赭|0曾康J咆匾匾白匐旭的|回廊!II蝎分|詈禺孤翁|M越|7jl 二J 囹|k 茶十口二|1 二i|x|Q”ToO 口匕凹2011-2-20 12:05:11欢迎使用Mini tab,请按Fl获得有关天变异）：过程公差5LLU:过程公差在这里选填二h二G输入至少一个规格限但）规格下限1）：规格上限位）：C规格上限-规格下限也）:历史标准差QI）：删除交互作用项选定的Alpha。）：r显示错误分类的概率也）（标准差倍1T|0.25这是 MINI-TAB默 认的不 用改r不显示百分比贡献&）r不显示百分比变异也）r在单独的图页上绘制图表，每页一张图&）邂汽车工炳动组织量具研%1TL,标题：,C1C2-TC3C4 C5C6 C7C8C9部件操作员测量111A0.29量具MK研究（交叉J_21A0.41部件号S）：部件31A0.6442A-0.56操作员：操作员52A-0.68测量数据）：测量62A-0.5873A1.34分析方法83A1.176方差分析Q）93A1.27选择|C Xbar 和 RQ0104A0.47114A0.50帮助|124A0.64 A.V.4|C1 零件号致延排列为信息（1）.C属性列（X）:样本;1检验员&）:15选项化）.C36C4C5图形7C6r结果8CTC8C9 Cll Cl3 C-21 C-3务MfM.Q（可选）101（小年个桧必吕同时蛤X次必、117 712检验员人数3）：试验数QJ）:二13巳用数据填14“多列”15检验员姓名（可选）也）：16!17选择|已知标准/厘性隹）：|1819i J浜i上姒仍如天力UTEM zrtrj确定（0）加帮助取消避工作表1”2456Cl零件号C2-T 参考C3-TA-1C4-TA-2C5-TA-3C6TB-1C7-TB-2C8-TB-3C9-TC-1Cl 0-1C-2123456189101112131415pass pass fail fail failpasspasspass failpasspass屈性一致性分析号件考123123123孝彦 L L-A3-3-rr尸 司宓一 AAABBBCCCO 1 12345678911 CCCCCCCCCCCpass pass pass pass pass pass（为每个检蛉员同时输入试验）检验员人数国）：、试蛉数）：QF检蛉员姓名（可选）益j信息（!）.选项9.图形x|ililililpasspasspasspasspass fail16 pass17 pass18 pass19 pass20 pass已知标准/属性（K）：p（可选）r属性数据的类别是有序的C）ssssssssss结果（）.SSSS1111ss帮助确定位）取消8 910猫工作表1,*Cl C2-T C3-T C4-T C5-T C6-T C7-T C8-T C9-T C1O-T零件号参考A-lA-2A-3B-lB-2B-3C-lC-2pass pass pass pass pass ss il il il il ss ss 11 ss ss 11 ss il ss ss ss ss ss ss选项（）.图形 结果（）.信息（X）.屋性一致性分析选择|已知标准/厘性隹）：J参考，厂属性数据的类别是有序的（）二帮助 I（可选）1 pass pass pass pass2 pass3 fail4 fail确定）取消245689c123123123 一m 一-一 一 一 AAABBBCCCW O 1 345678911 CCCCCCCCC5 fail6 pass7 pass8 pass9 fail10 pass11 pass12 fail13 pass14 pass15 pass16 pass17 pass18 pass19 pass20 pass本 祥（为每0检验员同时输入试蛉）检验员人我:|3试验数也）:检验员姓名（奇愆J d）：_鼠会话2011-2-20 17:58:13欢迎使用Minitab,请按F1获得有关帮助。从文件检索项目：“D:MYD0C广八小样.MPJ”座工作表1,Cl事件号1234C2-T 参考C3-TA-TpassC4-TA-2passC5-TA-3passC9-TC-FpassC7-TB-2passC6-T B-1passC8-TB-3pass245选项9.一6图形（G）.1结果.81*1-C-3（为每个检验员同时输入试验）检验员姓名（可选）：已知标准/属性量）：（可选）r属性数据的类别是有序的）确定（Q）帮助取消屋性一致性分析检验员人数国）:试验数）：数据排列为C属性列复）:样本:检验员R）:G多列也）:|3|39gJ Project891011121314151617181920pass pass fail fail fail pass pass pass fail pass pass fail pass pass pass pass pass pass pass pass选择11fail11failsspasssspass11failsspasssspass11failsspass11failsspasssspasssspasssspasssspasssspass工initab-bW.IP J文件0 编辑 数据 计篁 统计）图形 编辑器）工具 窗口/帮助意口昌|/般唱上。|回t I腌加0?图：咆匾喻囱匐但叫阿斶圜赠林|图喧血褊11琥舄|示图区域 反甯 疑+中二|F|X|QhT 口。匕凹+屋性一致性分析凰会话所有检验员与标准评估一致性#检#相 95%置信区验数符数百分比 间50 44 88.00 175.69,95.47#相符数：所有检验员的评估与已知的标准一致。Fleiss Kappa 统计量响应 Kappa Kappa标准误 Z F（与 0 fail 0.894721 0.0471405 18.9799 0.0000pass 0.894721 0.0471405 18.9799 0.0000Cohen的Kappa统计量响应 Kappa Kappa标准误 Z P（与 口）fail 0.894821 0.0470936 19.0009 0.0000pass 0.894821 0.0470936 19.0009 0.0000属性一致性分析 1 i1邂工作表1*,C1C2-TC3-TC4-TC5-TC6-零件号参考A-lA-2A-3B-l11passpasspasspasspass22passpasspasspasspass33failfailfailfailfail44failfailfailfailfail55failfailfailfailfail66passpasspassfailpass77passpasspasspasspass评估一致性检验员自身Y X 95.0%置信区间百分比Y Y-95-八 八研究日期：2011-2-10报表人：何毅产品名称：C307上支撑其他：检验员与标准4 X 95.0%置信区间百分比 v V-95-八 八评估一致性评价者内部的一致度（每 个评价者在多大程度上与 他/她自己一致研究日期：2011-2-10报表人：何毅产品名称：C307上支撑其他：检验员与标准七 wKn75-I I I1 2 3检验员X 95.0%置信区间百分比先90858075-XX X火XX 95.0%置信区间百分比评价者相对标 准的一致度（每个评价者 在多大程度上 与真值一致2检验员|Project Ian0会话-2011-2-20 16:56:10-2011-2-20 17:58:13A-l,A-2,A-3,B-l,B-2,B-EEEEEEEHE检蛉员自身每个检蛤员与标准检蛉员之间所有检蛉员与标准屈性一致性分析-2011-2-20 21:15:58裕哙吊自身，但*贝日K 每个评价者在多大程度上与她/他自 己一致性评估一致性（重复生）检验员#检 验数*相 符数百分比95%置信区 间作业者的的有效4405.69,95.47)504692.00(80.77,97.78)性之80%才合格44(75.69,95.47)#相符数：检验员在多个试蛉之间 他/她自身标准一致。Fleiss Kappa 统计量检验员响应KappaKappa标准误ZP(与 0)1fail0.8200000.081649710,04290.0000pass0.8200000.081649710.04290.00002fail0.8774510.081649710.74650.0000pass0.8774510.081649710.74650.00003fail0.8217470.081649710.06430.0000pass0.8217470.081649710.06430.0000Cohen的Kappa统计量每个检蛉员中存在两个以上的试验不能计算Kappa。据Project-皿立回国|鼠会话会话圄-2011-2-20 16:56:10E 2011-2-20 17:58:13圄 A-l,A-2,A-3,B-l,B-2,B-图检验员自身国每个检验员与标准图检验员之间国所有检验员与标准属性一致性分析E-2011-2-20 21:28:25每个检验员与标准评估一致性检数505050相数444644#符百分比88.0092.0088.0095%置信区 间05.69,95.47)(80.77,97.78)05.69,95.47)#相符数：检验员在多次试验中的评估与已知标准一致。评估不一致12 3pu o o O Lk o o O 分0.0.o.百S 1 o o OS 1a a p#/#/k o o O LT o o O 分0.0.o.百百分比12.008.00|12.00员邈检1 2 3员 验 检1 s o o O6 4 6#pass/fail：多个试验中误将标准=fail者一致评估为=pass的次数#fail/pass：多个试验中误将标准二pass者一致评估为=fail的次数#Mixed：多个试验中好的评估与标准不理同者。匕?二L L但口 二、评价者相对标准的一验庆 响应 Kappa Kappa标准反 Z P（与 01 fail 0.910873 0.0816497 11.1559 0.0000 荻F 卢的匚laioaKapass 0.910873 0.0816497 11.1559 0.0000)口“I IDIDD rxappa2 fail 0.938725 0.0816497 11.4970 0.0000/乙夫 曰 fUy=b 4去 j、pass 0.938725 0.0816497 11.4970 0.0000/统计7对吸!J宣泰级白勺fail 0.834564 0.0816497 10.2213 0.00QJX0.834564 0.0816497 10.2213确认项Cohen的Kappa疏讦量一检聆员 响应 Kappa Kappa标准误 Z P（与 0 1 fail 0.911032 0.0815419 11.1726 0.0000pass 0.911032 0.0815419 11.1726 0.00002 fail 0.938725 0.0816497 11.4970 0.0000pass 0.938725 0.0816497 11.4970 0.00003 fail 0.834704 0.0815140 10.2400 0.0000pass 0.834704 0.0815140 10.2400 0.0000|目Project皿13会话_EEEEEEEHE-2011-2-20 16:56:10-2011-2-20 17:58:13卜1,卜2,A-3,B-l,B-2,B-检验员自身每个检睑员与标准检睑员之间所有检验员与标准 属性一致性分析-2011-2-20 21:15:58计算 FleissKappa每个评价者要多次测量检验员之间评#检蛉数50*相 符数百分比95%置信区 间44 88.00(75.69,95.47)：所有检蛉员的评估一班Flei ssKapp a0.8595290.859529回应 failpassKappa标准误Cohen评价者之间的一 致度，这个有点 类似于再现性“0%才合格0.00000.00Z P(与 00.0235702 36.46670.0235702 36.4667的Kappa统计量要计算Kappa 必须具有两个检蛉员 每个检脆员进行一个试蛤0所有检验员与标准评估mu-。检#相验数符数百分比501 44 88,0095%置信区 间 75.69,9531这个有点类似于准确度检 查，也是对测量系统确认 点270%才合格#相符数：所有检验员的评估与已知的标准一致.Flesappa 统计量响应 Kappa Kappa标准误 fail 0.894721 0.0471405p 0）0.0000 eroooo计数型数据性能曲线（偏倚）一种风险评估方法1、至少选取8个零件，这此零件被多次测量，最好每个测20次 1个超出下公差零件 1个刚刚超出下公差零件 1个在下公差内的零件 1个距下公差稍远的零件 1个距下公差再稍远的零件 1个距下公差较远些的零件 2个靠近规范中间的零件 如下图：计数型数据性能曲线（偏倚）2、所有被选零，必须知道基准值3、这些零件被多次评价（m次4、需要记录接受零件的总数（a）,最大（最小）零件的a值为0,这意味着零 界边的零件永远不会被量具接收。位于分布中心的零件的a值为20,这意 味着该零件一直会被量具接收。至少有一个零件a=0,至少有一个零件 a=20,至少有6个零件14处19。目的是评价边界情况时的有效性。作用 是判定量具接收“超差”和拒收“公差内”的概率5、根据结果，可评价重复性和偏倚MINITAB 运用-偏倚文件电）编辑量）数据 计算 统计）图形 编辑器也）工具复）窗口世）帮助意IH昌X电喳|G0|位三囹、磔鼠会话2011-2-21 11:52:49基本统计量也）回归方差分析Q）DOE 也）控制图C）W代脸匾囱匐节的I鼠画!ml嘱i 4|噫唱稿d311Kq 11口0。匕口欢迎使用Minitab,谙按F1获得有关帮.质量工具）2011-2-21 13:07欢迎使用Minitab,谙按F1获得有关帮.从文件检索项目：“D:MYDOC1T”偏倚MP.多次测得可靠性/生存&）多变量（M）时间序列6）表格心 非参数国）EDA）功效和样本数量化）.g运行图 一it.Pareto 图().因果(C).分个体分布标识（!）.臾 Johnson 变换 Q）.能力分析）Capability Sixpack）量具研究（g）类型1量具研究d）.LtU的值rq属性一致性分析也）.精工作表1 2456189C1部5112345678C3/C4C6S 技属性抽样验收（!）.按变量抽样验收更）18318418618818919039e多变异图）.1Tz对称图CD.展 创建量具 W 研究工作表（）.花量具运行图国）.由量具线性和偏倚研究&）.泮量具RAR研究（交叉）.品量具R&R研究（嵌套）&）.展性量具研究（分析法）CD.2011-2-21 13:07:17请按Fl获得有关帮助。项目：D:MYD0CUh 偏倚.MPJ”C2C37卜号参考值汇总计数11183021841318641889518913619016719218P819520统计6）图形 编辑器也）工具）窗口）帮助-JI X I Q T 口。匕I t J 拓|0曾康喧喷脸1囱匐电田邕丽ml蝎养I嘘唱嬴说X4+屋性量具研兖 分析法）-选项检验偏倚二0,使用G缸解法；r回归法曲力。标题复）:：17层性量具研究C分析法）力。选择-C部件号：参考值鱼）：属性记录为I部件号蹲考值帮助确定c汇总计数）：试验数国）：合格标签为。）：r原始数据也）：计算属性Q:参考值计算用公差限3下限:|上限也）：|显示其他极限a ：|（可选）他项取消12C13C14C15C16帮助|0initab-偏倚文件 编辑 数据&）计算 统计）图形 编辑器也）工具夏）窗口 帮助第5。|昌|/电唱|90|国|1 J於拓|0曾制J噫匾扈囱匐陶田鼠嵋蜀|阍噂/薪制器旗|I-3囹IDT/十口Ml|X|Q|JYT口o。匿会话+汇总计数 的尾性量具研究C分析法 汇总计数 的属性量具研究（分析法）量具名称：研究日期：BM 耳 结99-|D|X|表差他 报公其偏倚：-3.4553预调整的重复性：15.5785重复性：14.42455-180 184 188 192 196新酒是都件的参考他拟合线:-62.3204+0.330691 参考值拟合线的R-sq：AIAG检验：偏倚二T自由度-7.506400.986575。与壬0P值0.0000004L限1.00.50.0200180 190斯籍是都件的参寿，汇总计数的属性量具研究（分析法）量具名称：研究日期：表箝也 报公其5-196184 188 192所测量部件的参考值偏倚：-3.4553预调整的重复性：15.5785重复性：14.4245拟合线：-62.3204+0.330691*参考值拟合线的 R-sq：0.986575AIAG检墟：偏倚二0与W 0T自由度 P值-7.50640 19 0.00000041-.180/邹在下线185位置，13%的概率接收零件 也就是8 7%的 机会拒绝零件）二总计数的属性量具研究（分析法）艮名称:制日期:报表人:公差：其他：偏倚：-3.4553预调整的重复性：15.5785重复性：14.4245拟合线：-62.3204+0.330691*参考值拟合线的 R-sq：0.986575AIAG检境：偏倚=0与W 0T自由度 P值-7.50640 19 0.0000004在190运高于下差位置，71%的概率接收零件（也就是29%的机会拒绝零件）一数 的属性量具研究（分析法）报表人:偏倚：-3.4553预调整的重复性：15.5785重复性：14.4245拟合线:-62.3204+0.330691*参考值拟合线的 R-sq：0.986575AIAG检验：偏倚二。与W 0T自由度 P值-7.50640 19 0.0000004在194这个很接近名义值195的位置，99%的概率接收零件（也就是1%的机会拒绝零件）在线量具如何执行Gage R&R（自动线）必须做线性研究：如果仅有一副在线检测设备（量具），则必须将它与一 个 已知 的 经过校准的测量系统进行比较。如果有多副在线检测设备（量具），则不仅需将他们与 一个 已知 的 经过校准的测量系统进行比较，还应该比较这些 在线量具的差异，Hinitab-在线量具叮文件 编辑 数据 计算 统计6）图形3 编辑器也）工具复）窗口）和|散点图6）.一|B|t 1场ffi矩阵图).邂工作表1*.C1C2C3-C第一次读教第二次读致零件号1JL924770.9251212-0.28382-0.28252232.404042.40020340.411940.4123445-0.47028-0.47132560.809020.8098867-1.4班瞬，-14空回.780.247550.2468589T.83015-1.83223910-1.47143T.4725为1011-0.75270-0.7537411121.077221.0784512131.025781.023521314-0.31082-0.312451415-0.27103-0.274051516-1.44528-1.4486716170.958550.953651718-1.32575-1.擅i财1819-0.90453-0.9060319200.258510.2572120211.411621.413412122-0.47048-0.472712223-0.59227-0.594452324-0.08667-0.0832724250.992100.995122526-2.L而瞬-2.1137126271.384571.3873227280.773930.776032829-0.92149-0.927212930-0,19613-0.1952330nH条形图.3饼图9一箱线图起）.hi1区间图复）一 展单值图9.1线条图&）.一a等值线图&）.若3D散点图）.3D曲面图）.I时间序列图（!）I区域图Q）.疝直方图：L；点图也）.眼茎叶图9.IZ概率图&）.IZ经验累积分布函数量）.一（概率分布图）.岛边际图国）散点图-简单凶第一次读数 第二次读数 零件号.尺度I 标签.I 数据视图I多图形也）-I 数据选项鱼）.选择I帮助确定 I 取消h：.T.I rl Hill Illi1.57 hZ器第二次读数与第一次读数的散点图 IE x第二次读数 与第一次读数 的散点图徐雄N11叙两次读数是否有偏差 就从45度上能体现20 1第一次读数23h/hIH-11 x|器第二次读数 与 第一次读数 的散点图第二次读数与第一次读数的散点图0 1第一次读数两次读数是否有偏差 就从45度上能体现086 42OS6 4no86 42OS6 420864 2 Os64nos643jiinitab-在线量具.叮文件国）编辑更）数据 A 计算统计）图形 编辑器）工具鱼）昌名曰子集化工作表也）界拆分工作表也）.苦合并工作表也）.复制 产：拆分列也）M赭|0曾鼻1鼠会话第二次1读数与1堆捶Q 1飞列.Lu嘀转置列.N列的区组明60.8090221排序6）312排秩国）.:T行1-1.4612380.24755当卜删除行也）.yr删除变量（）._9-1.8301510-1.4714311-0.75270媪码0 更改数据类型也）从日期/时间提取邕）AJ合并121.07722131.0257814-0.3108215-0.2710316-1.44528邕 显示数据（1）.，A.A.170.95855线量具.文件理）编辑）数据（A）计算统计6）昌X 1R子集化工作表也）.一 界 拆分工作表也）警合并工作表）.强号工作表1,C1第一次读数复制 产：拆分列也，10.924772-0.2838232.404040.41194堆登 嘀转置列45-0.47028和排序3I2排秩国）.60.809027-1.4612380.24755事删除行也）4t删除变量更）一.9-1.8301510-1.4714311-0.7527。编码 更改数据类型QD 从日期/时间提取QD AB合并如121.07722131.02578140.3108215-0.271031 一 一 ,16T.44528邕显示数据（!）.170.9585518-1.3257|-1.3285318图形 编辑器也）工具复）M赭0 2康HiC5C60.92477c n c n c c列1列的区组也）.:，行-1.461230.24755-1.83015-1.47143-0.752701.077221.02578-0.31082-0.27103-1.445280.95855-1.32575取消确定(Q)嘴工作表1ClC2C3C5C6C7C8C9CIOC11C12-C13第一次读数第二次读教事件号11 1！111119-0.90453-0.9060319-0.9045319200.258510.25721200.2585120211.411621.41341211.411622122-0.47048-0.4727122-0.4704823-0.59227-0,5944523-0.5922724-0.08667-0.0832724-0.08667250.992100.99512250.99210转成一列数据26-2.11924-2.1137126-2.1192426271.384571.38732271.3845727280.773930.77603280.773932829-0.92149-0.9272129-0.92149293019613一0.1952330-0.1961330310.92512132-0.282522332.400203340.41234435-0.471325360.8098837-1.46442380.2468539-1.3322394(L-1.472521041-0.7537411421.0784512431.023521344-0.312451445-0.274051546-1.4486716470.953651748-1.328531849-0.9060319G方差分析Q）择|C Xbar 和 R（X）JI信.选项9二确定（Q）凶帮助 取消部件号：操作员国）：测量数据（1）：ClLbLb一次读数第二次读数零件号-0.90453-0.9060319-0.9045310.258510.25721200.258512(1.411621.41341211.4116221-0.47048-0.4727122-0.4704822-0.59227-0.5944523-0.5922722-0.08667-0.0832724-0.08667240.992100.99512250.992102E-2.11924-2.1137126-2.119242c1.384571.38732271.384572.0.773930.77603280.773932E-0.92149-0.9272129-0.921492-0.19613-0.1952330-0.196133C0.925121-0.28252r2.4002020.41234-0.47132量具研究（交叉）量具RW研究 交叉-AIOVA选项变异：3-过程公差行输入至少一个规格限邕）规格下限 L）：规格上限也）：r规格上限-规格下限也）:（标准差倍数）X历史标准差国）：删除交互作用项选定的Alphas：r显示错误分类的概率）r不显示百分比贡献o厂不显示百分比变异也）r在单独的图页上绘制图表，每页一张图）选择|标题：|C6确定（Q）取消帮助|分析方法方差分析）C Xbar 和 RQO