MSA剖析报告
MSA剖析报告产品名称：
鉴别依照：GB/
计量用具名称：
游标卡尺
丈量者：
部件序号
量检具编号：L01-031丈量者：
第二次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
第一次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
第一次
111213141516111√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
第二次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
2结论：
（型号：）切合要求。
批
准：
201年09月13日
MSA剖析报告
MSA剖析报告
产品名称：
轴
计量用具名称：专用量块
部件序号
鉴别依照：
量检具编号：L05-063丈量者：曾海红
第二次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
第一次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
丈量者：鲍婷
第一次
第二次
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
111213141516111√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
√
2结论：
（型号：）切合要求。
批
准：
201年9月13日
GGG公司
XX/840-004B血:L2017003计量型MSA分析报告
日
期:实2017年2月23日
施人：
评陈秋凤、雷丽花、欧阳丽敏
价人：
仪张志超
器名称:仪数显卡尺（中间检验）
器编号:分GGG
□合格
□不合格
析结论:审
核:批
准:
计量型MSA分析报告
目录
稳定性
i偏倚
4线性
7重复性和...............................................................................9再现性
备注：对于有条件接收的项目应阐述接受原因
第一节稳定性分析
1.1稳定性概述
在经过一段长时间下，用相同的测量系统对同一基准或零件的同一特性进行测量所获得的总变差，即稳定性是整个时间的偏倚变化。
1.2试验方案
2017年02月份，随机抽取一常见
印制板
样品,让
中间检验员工
每天的早上及晚
上分别使用
数显卡尺
对样品
外形尺寸
测量5次/组，共测量25组数据，并将每次测量的数据记录在表1。
1.3数据收集
表1稳定性分析数据收集记录表
操作者
陈秋凤
测量日期
测量结果/单位：
测量时间
第1次
65.2365.2365.2465.2465.2365.2465.2465.2465.2365.2365.2465.2465.2465.232017-02-04?2017-02-20mm第4次
65.2465.2365.2465.2365.2365.2465.2465.2465.2365.2365.2465.2465.2465.23第2次
65.2365.2365.2365.2465.2465.2465.2365.2365.2465.2365.2365.2465.2365.23第3次
65.2365.2365.2365.2465.2365.2465.2465.2365.2365.2365.2365.2465.2365.23第5次
65.2365.2365.2465.2465.2365.2465.2465.2365.2365.2365.2465.2365.2365.23时段1时段2时段3时段4时段5时段6时段7时段8时段9时段10时段11时段12时段13时段14操作者
陈秋凤
测量日期
2017-02-04?2017-02-20测量结果/单位：__mm__测量时间
时段15时段16时段17时段18时段19时段20时段21时段22时段23时段24时段25第1次
65.2465.2365.2365.2465.2465.2465.2365.2465.2365.2365.23第2次
65.2465.2365.2465.2465.2365.2465.2365.2465.2465.2465.23第3次
65.2365.2465.2365.2465.2365.2465.2465.2365.2465.2465.23第4次
65.2365.2365.2365.2465.2365.2465.2365.2465.2365.2465.23第5次
65.2465.2365.2365.2365.2365.2465.2365.2465.2365.2465.231.4测量系统稳定性可接受判定标准
1.4.11.4.21.4.31.4.41.4.51.4.61.4.71.4.8不允许有超出控制限的点；
连续7点位于中心线同一侧；
连续6点上升或下降；
连续14点交替上下变化；
连续3点有2点距中心的距离大于两个标准差；
连续5点中有4点距离中心线的距离大于一个标准差;连续15点排列在中心线的一个标准差范围内；
连续8点距中心线的距离大于一个标准差。
1.5数据分析
中间检验_数显卡尺（0-150mm）的Xbar-R控制图
65.240065.237565.232565.2300样本
+3SL=0.02069+2SL=0.01705差极本样
+1SL=0.01342R=0.00978-1SL=0.00615-2SL=0.00251-3SL=0135791113样本
1517192123250.0200.0150.0100.0050.000图1中间检验_数显卡尺Gbar-R控制图
从图1Minitab生成Gbar-R控制图可知，没有
控制点超出稳定性可接受判定标准，表
明该测量系统稳定性
可接受。
1.6测量系统稳定性分析结果判定
对中间检验数显卡尺进行稳定性分析，分析结果表明该测量系统稳定性
可接受。
第二节偏倚分析
2.1偏倚分析概述
对相同零件上同一特性的观测值与真值（参考值）的差异。
2.2试样方案
2.2.1选择一个被测样品,确定样品的外形尺寸一基准值x，样品
外形尺寸.基准值通过
—铣边工序所使用的泛用型尺寸测量机重复测量
10次取测量均值获得。
2.2.2让经常使用该量具的检验员测量样品15次,每次读数记为xi（i为第i次测量）。
2.3数据收集
表2偏倚分析数据收集记录表
操作者
测量次数
陈秋凤
测量时间
测量结果
97.0297.0297.0197.0297.0297.0297.0197.022017-01-21测量次数
单位
测量结果
97.0297.0297.0297.0197.0297.0297.02mm12345679101112131415//2.4测量系统偏倚可接受判定标准
若0在偏倚95刑信度的置信区间范围内，可以在统计上判定测量系统的偏倚等于零，而
这种判定犯错的可能性为5%此时可判定测量系统偏倚可接受
2.5数据分析
2.5.1根据测量所得数据，将数据记录于表
n3,并计算测量结果的平均值XoZxiX=-i=1r
n2.5.2计算偏倚BoB=x-x2.5.3计算重复性标准差「o最大值（Jxj-最小值（1*d2xi）
-
2.5.4计算均值X的标准差二b。
匚bn2.5.5偏倚95刑信度的置信区间上限及下限计算方式。
-d2上限：
B』
*-bv,i—/2、-d2t下限：
B『6切_：/2表3评价人
偏倚张志超
单位：mm分析分析时间
记录表
2017-01-21单位：mm测量次数
读数
97.0297.0297.0197.0297.0297.0297.0197.02测量次数
偏倚
0.0020.002-0.0080.0020.0020.002-0.00读数
97.0297.0297.0297.0197.0297.0297.02偏倚
0.0020.0020.002-0.0080.0020.0020.0021234567891011121314150.002复性标准差
基准值G测量次数n平均值X偏倚B均值X的标准
差0b97.018d215*97.017自由度v0.001tv,y/20.00280.0007偏倚95%勺置信区间
d2下限
上限
3.471913.553310.82.206-0.00060.0026注：d2、d；、v、tv,i_：./2可查表获得，具体参考《ZW4DD-034B0MSA测量系统分析管理办法》。
2.5.6从表3数据分析，数显卡尺
测量偏倚为0.001mm，偏倚值95%勺置信区间为
可
[-0.0006,0.0026],因为0在
上述偏倚值的95%!信区间范围内，所以该测量系统偏倚
接受。
2.6测量系统偏倚分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺_进行偏倚分析，分析结果表明该测量系统偏倚
可接受。
第三节线性分析
3.1线性分析概述
在测量设备预期的工作（测量）量程内，偏倚值的差异，线性可被视为偏倚对于量程大小
不同所发生的变化。
3.2试验方案
3.2.1选择5个样品,且这5个样品
外形尺寸
涵盖量具的整个工作量程。
3.2.2确定每个样品的外形尺寸幷，各样品外形尺寸通过铣边工序所使用的泛用型尺
寸测量机重复测量10次取测量均值获得。
3.2.3让经常使用该测量工具的检验员分别对每个样品测量
记录在表4中，其中i为样品编号，j为测量次数。
12次，并将对应测量结果Xj3.3数据收集
表4线性分析数据收集记录表
操作者
\样品编号i读数X测量次数煮\
陈秋凤
测量时间
2017-01-22单位
mm12345123417.8917.8917.8917.8917.939.9739.9739.9739.9739.9766.7866.7866.7866.7866.78105.02105.02105.01105.02105.02146.62146.61146.62146.62146.625678910111217.8917.8917.9017.8917.8917.8917.8917.89039.9839.9739.9739.9739.9739.9739.9739.96766.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.790105.02105.01105.02105.02105.02105.02105.02104.971146.62146.61146.62146.62146.62146.62146.62146.644基准值
3.4测量系统线性可接受判定标准
“偏倚=0”的整条直线都在置信区间范围内，则判定测量系统的线性可接受，否则需要
分析原因改善。
3.5数据分析
测试数据的量具线性和偏倚研究
量具名称：
研究日期：
数显卡尺（中间检验）
2017-02-22±0.15mm公差:
报表人：张志超
其他：
ZEA-2014-H070量具线性
系数
系数标准误
0.0074990.006141-0.000054020.00006962S0.0248145R-Sq1.0%自变量
常量
斜率
P0.2270.441参考
平均
偏倚
0.00343330.0000.0850.00217.890.001666739.9670.003833366.79-0.0100000104.9710.0473333146.644-0.0256660.0000.00图2中间检验_数显卡尺线性分析图
从图2Minitab生成的线性图分析，“偏倚=0”的整条直线企置信区间内，表明该测量
—-95%置信区间
*数据
■平均偏倚
----回归
系统线性可接受
量具偏倚
3.6测量系统线性分析结果判定
对
中间检验数显卡尺
进行线性分析，分析结果表明该测量系统线性
可接受。
第四节
重复性、再现性分析
4.1重复性、再现性概述
重复性：由一个被评价人使用同一测量仪器，多次测量同一零件同一特性值时获得的测
量变差。
再现性：由不同的评价人采用相同的测量仪器，测得同一零件同一特性的测量平均值之
间的变差。
4.2试验方案
挑出10个样品，样品
外形尺寸
涵盖整个过程变差（一般为样品尺寸公差），然后找3个人分别在不同的时间段测量这
10块样品的外形尺寸，测试前，测试人员不知道样品的测试顺序，每个人分别在3个时间段分别测量每块样品的外形尺寸1次，并将每次的测量
结果记录在表4。
4.3数据收集
表4重复性、再现性分析数据记录表
测量
操作者
时间
时段1时段2时段3时段1时段2时段3测量数据/单位：mm170.5170.5270.5170.5170.5070.5170.5270.53270.4470.4470.4470.4370.4370.4370.4470.46370.3470.3370.3370.3170.3270.3270.3370.34470.5970.5970.6070.5870.5870.5970.5970.61570.4970.4770.4870.4770.4770.4770.4870.49670.5670.5570.5570.5470.5470.5470.5670.56770.3770.3770.3770.3670.3570.3570.3770.38870.3270.3170.3270.3170.3170.3170.3270.32970.2970.2870.2870.2970.2870.2870.2970.301070.4170.4070.4070.4170.4070.4070.4170.42陈秋凤
雷丽花
阳敏欧丽时段1时段2时段370.5270.4470.3370.5970.4870.5670.3770.3270.2970.414.4测量系统重复性、再现性分析可接受判定标准
4414.4.1.14.4.1.2量具重复性和再现性（R&R的可接受性准则
重复性、再现性、GR&R?于10%勺误差一一测量系统良好，可以接受；
重复性、再现性、GR&在10至30沱间——根据应用的重要性，量具成本，维
比如通过
修的费用等，可以是可接受的。当判定是可以接受时应在分析报告中阐述接受理由，对比法、枚举法等方法进行分析，明确是从重要性、量具成本、维修费用等因素的哪些因素说
明该测量系统可以接受；
4.4.1.3新的量具。
重复性、再现性、GR&F大于30%勺误差一一测量系统不可接受。需分析各种问
题加以改进，或更换4.4.2有效分辨率ndc4.4.2.1数据分级数为1时，对过程参数及指数估计不可接受；
4.422劣估计；
数据分级为2至4时，一般来讲对过程参数及指数的估计不可接受，只提供粗
4.4.2.3数据分级数5或更大时，可用于过程控制或过程分析。
4.5数据分析
图3中间检验_数显卡尺_重复性、再现性分析图
量具R&R研究-方差分析法
测试数据
的量具R&R
量具名称
:数显卡尺（中间检验0-150mnj）
研究日期:2017-02-23张志超
报表人：
±).15mm
公差：
其他：
ZEA-20PP-H07量具R&R
来源
方差分量
方差分量
贡献率
0.780.300.480.48合计量具R&R0.0000865重复性
0.0000328再现性
0.0000536操作者0.0000536部件间0.010979399.22合计变异
0.0110657100.0研究变异%研究变
来源
标准差（SD）
（6GSD）
异（％SV）
合计量具R&R0.0092980.0557908.84重复性
0.0057310.0343885.45再现性
0.0073220.0439316.96操作者0.0073220.0439316.96部件间0.1047820.62869399.61合计变异
0.1051940.631163100.00可区分的类别数=154.5.1从以上分析数据可知，测量系统GR&误差为8.84%,小于10%，表明测量系统
可
接受。
4.5.2可接受原因：丄_。
4.5.3测量系统有效分辨率ndc=15,大于5,表明该测量系统
4.6测量系统重复性、再现性分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺进行重复性、再现性分析，分析结果表明该测量系统重复性、再
现性可接受。
可用于过程控制。
“MSA”品牌资质分析报告尊敬的用户：随着经济全球化的深入发展，各市场领域的竞争已逐渐表现为品牌竞争。根据中国互联网络信息中心（CNNIC）公布的最新数据显示,中国网民规模已达8.02亿，互联网普及率57.7%。而网民规模增长的推动力正是由于互联网商业模式的不断创新以及线上线下服务融合的加速，因此，互联网时代的到来也意味着网络品牌标识的价值提升。习总书记不断强调知识产权战略的重要性，同时每年5月10日“中国品牌日”的确立也标志着品牌建设与保护已经刻不容缓。根据您查询的“MSA”品牌，及“制造业-体育用品”行业，MSA的品牌分析报告如下：目
录一、MSA品牌商标分析1、行业注册分析1.1制造业-体育用品行业注册分析1.1.1制造业-体育用品行业品牌注册量1.1.2MSA品牌在制造业-体育用品行业的主要注册情况1.1.3制造业-体育用品行业下MSA同名品牌的主要竞争对手2、MSA品牌商标注册分析2.1制造业-体育用品行业类别分析2.2MSA品牌在制造业-体育用品行业的保护现状3、MSA品牌字样在各行业的注册情况表二、MSA品牌域名分析1、全球知名品牌案例2、MSA品牌域名匹配分析3、品牌域名注册概况4、Typo域名三、品牌保护建议正
文一、MSA品牌商标分析1/41、行业注册分析近年来，我国商标申请量呈现不断增长的态势，从2014-16年，商标申请量保持在20%-30%的按年增长率，而2017年更是出现了爆发式增长的态势，同比增长55.7%，为574.8万件。2018年上半年，我国商标注册申请量为358.6万件,截至2018年6月底，我国商标累计申请量3142.8万件，累计注册量1939.5万件，有效注册商标量1680.7万件，平均每6.1个市场主体拥有一个有效商标。由此可见，企业已经逐渐认识到商标是一项重要的的品牌资源，是保证品牌长久和稳定化的重要保证。1.1制造业-体育用品行业注册分析1.1.1制造业-体育用品行业品牌注册量该行业截止至今的总商标注册量为2339811件，近三年的注册量如图：1.1.2MSA品牌在制造业-体育用品行业的主要注册情况通过数据检索,MSA在制造业-体育用品行业未被注册1.1.3制造业-体育用品行业下MSA同名品牌的主要竞争对手制造业-体育用品行业下，尚无MSA同名品牌竞争对手2、MSA品牌在制造业-体育用品行业的保护分析2.1制造业-体育用品行业类别分析避免他人抢先注册，导致品牌发展受限乃至耗费人力物力维权，“MSA”品牌在制造业-体育用品行业下，应当优先在下述核心类别及推荐类别上获权保护：核心类别28：运动器械35：广告商业运动防护器具及冰鞋等；替他人推销等；推荐类别09：电子电器41：教育娱乐42：科技研究计算机；计算机软件；移动APP；光盘，DVD盘和其他数字存储媒介；磁性数据载体；数据处理装置；各类装置及仪器。教育；培训；娱乐；文体活动；出版服务；组织活动；图书馆。网站设计与搭建；计算机硬件与软件的设计与开发；科学技术服务和与之相关的研究与设计服务；工业分析与研究。注：企业在品牌保护时除了对核心经营范围的类别进行注册，还应对未来可能会扩张的行业及行业上下游相关的商标类别一并注册，从而实现品牌的全面商标化保护，提高企业的品牌竞争力。2.2MSA品牌在制造业-体育用品行业的保护现状核心类别及群组类别28核心群组2809：运动防护器具及冰鞋查询结果未注册注册人-2/4
MSA分析报告MSA分析报告XXX公司计量型MSA分析报告?期：实施?：评价?：仪器名称：仪器编号：分析结论：合格不合格审核：批准：XX/840-004B№:L202017年2?23?陈秋凤、雷丽花、欧阳丽敏张志超数显卡尺（中间检验）XXX计量型MSA分析报告?录稳定性………………………………………………………………………………………1偏倚………………………………………………………………………………………4线性………………………………………………………………………………………7重复性和再现性………………………………………………………………………………………9备注:对于有条件接收的项?应阐述接受原因.第?节稳定性分析1.1稳定性概述在经过?段长时间下，?相同的测量系统对同?基准或零件的同?特性进?测量所获得的总变差，即稳定性是整个时间的偏倚变化。1.2试验?案2017年02?份，随机抽取?常见印制板样品，让中间检验员?每天的早上及晚上分别使?数显卡尺对样品外形尺?测量5次/组，共测量25组数据，并将每次测量的数据记录在表1。1.3数据收集表1稳定性分析数据收集记录表操作者陈秋凤测量?期2017-02-04～2017-02-2测量结果/单位：__mm__测量时间第1次第2次第3次第4次第5次时段165.2365.2365.2365.2465.23时段265.2365.2365.2365.2365.23时段365.2465.2365.2365.2465.24时段465.2465.2465.2465.2365.24时段565.2365.2465.2365.2365.23时段665.2465.2465.2465.2465.24时段765.2465.2365.2465.2465.24时段865.2465.2365.2365.2465.23时段965.2365.2465.2365.2365.23时段1065.2365.2365.2365.2365.23时段1165.2465.2365.2365.2465.24操作者陈秋凤测量?期2017-02-04～2017-02-20测量结果/单位：__mm__测量时间第1次第2次第3次第4次第5次时段1265.2465.2465.2465.2465.23时段1365.2465.2365.2365.2465.23时段1465.2365.2365.2365.2365.23时段1565.2465.2465.2365.2365.24时段1665.2365.2365.2465.2365.23时段1765.2365.2465.2365.2365.23时段1865.2465.2465.2465.2465.23时段1965.2465.2365.2365.2365.23时段2065.2465.2465.2465.2465.24时段2165.2365.2365.2465.2365.23时段2265.2465.2465.2365.2465.24时段2365.2365.2465.2465.2365.23时段2465.2365.2465.2465.2465.24时段2565.2365.2365.2365.2365.231.4测量系统稳定性可接受判定标准1.4.1不允许有超出控制限的点；1.4.2连续7点位于中?线同?侧；1.4.3连续6点上升或下降；1.4.4连续14点交替上下变化；1.4.5连续3点有2点距中?的距离?于两个标准差；1.4.6连续5点中有4点距离中?线的距离?于?个标准差；1.4.7连续15点排列在中?线的?个标准差范围内；1.4.8连续8点距中?线的距离?于?个标准差。1.5数据分析图1中间检验_数显卡尺Xbar-R控制图25232119171513119753165.240065.237565.235065.232565.2300样本样本均值__X=65.23448+3SL=65.24012-3SL=65.22884+2SL=65.23824-2SL=65.23072+1SL=65.23636-1SL=65.232602523211917151311975310.0200.0150.0100.0050.000样本样本极差_R=0.00978+3SL=0.02069-3SL=0+2SL=0.01705-2SL=0.00251+1SL=0.01342-1SL=0.00615中间检验_数显卡尺(0-150mm)的Xbar-R控制图从图1Minitab?成Xbar-R控制图可知，没有控制点超出稳定性可接受判定标准，表明该测量系统稳定性可接受。1.6测量系统稳定性分析结果判定对中间检验_数显卡尺进?稳定性分析，分析结果表明该测量系统稳定性可接受。第?节偏倚分析2.1偏倚分析概述对相同零件上同?特性的观测值与真值（参考值）的差异。2.2试样?案2.2.1选择?个被测样品,确定样品的外形尺?基准值x，样品外形尺?基准值通过__铣边?序所使?的泛?型尺?测量机重复测量10次取测量均值获得。x(i为第i次测量)。
2.2.2让经常使?该量具的检验员测量样品15次,每次读数记为i2.3数据收集表2偏倚分析数据收集记录表操作者陈秋凤测量时间2017-01-21单位mm测量次数测量结果测量次数测量结果197.02997.02297.021097.02397.011197.02497.021297.01597.021397.02697.021497.02797.011597.02897.02//2.4测量系统偏倚可接受判定标准若0在偏倚95%可信度的置信区间范围内，可以在统计上判定测量系统的偏倚等于零，?这种判定犯错的可能性为5%，此时可判定测量系统偏倚可接受2.5数据分析2.5.1根据测量所得数据，将数据记录于表3，并计算测量结果的平均值-x。-x=nxirni∑=12.5.2计算偏倚B。B=-x-x2.5.3计算重复性标准差rσ。*2dxxiir）
最?值（）最?值（-=σ2.5.4计算均值-x的标准差bσ。nrbσσ=2.5.5偏倚95%可信度的置信区间上限及下限计算?式。上限：()2/1,*22ασ-+vbtddB下限：()2/1,*22ασ--vbtddB表3偏倚分析记录表评价?
张志超
分析时间2017-01-21测量次数单位：mm测量次数单位：mm读数偏倚读数偏倚197.020.002997.020.002297.020.0021097.020.002397.01-0.0081197.020.002497.020.0021297.01-0.008597.020.0021397.020.002697.020.0021497.020.002797.01-0.0081597.020.002897.020.002基准值xι测量次数n平均值-x偏倚B复性标准差rσ均值-x的标准差bσ97.0181597.0170.0010.00280.0007d2*2d?由度v2/1,α-vt偏倚95%的置信区间
下限
上限3.471913.553310.82.206-0.00060.0026注：d2、*2d、v、2/1,α-vt可查表获得，具体参考《ZW4DD-034B0MSA测量系统分析管理办法》。2.5.6从表3数据分析，数显卡尺
测量偏倚为0.001mm，偏倚值95%的置信区间为[-0.0006,0.0026],因为0在
上述偏倚值的95%置信区间范围内，所以该测量系统偏倚
可接受
。2.6测量系统偏倚分析结果判定对
中间检验_数显卡尺_进?偏倚分析，分析结果表明该测量系统偏倚
可接受
。第三节
线性分析3.1线性分析概述在测量设备预期的?作（测量）量程内，偏倚值的差异，线性可被视为偏倚对于量程??不同所发?的变化。3.2试验?案3.2.1选择5个样品,且这5个样品
外形尺?
涵盖量具的整个?作量程。3.2.2确定每个样品的外形尺?ix，各样品外形尺?
通过铣边?序所使?的泛?型尺?测量机重复测量10次取测量均值
获得。3.2.3让经常使?该测量?具的检验员分别对每个样品测量12次，并将对应测量结果ijx记录在表4中，其中i为样品编号，j为测量次数。表4线性分析数据收集记录表
操作者
陈秋凤测量时间2017-01-22单位mm样品编号i读数
测量次数j12345117.8939.9766.78105.02146.62217.8939.9766.78105.02146.61317.8939.9766.78105.01146.62417.8939.9766.78105.02146.62517.9039.9766.78105.02146.62617.8939.9866.78105.02146.62717.8939.9766.78105.01146.61817.9039.9766.78105.02146.62917.8939.9766.78105.02146.621017.8939.9766.78105.02146.621117.8939.9766.78105.02146.621217.8939.9766.78105.02146.62基准值17.89039.96766.790104.971146.6443.4测量系统线性可接受判定标准“偏倚=0”的整条直线都在置信区间范围内，则判定测量系统的线性可接受，否则需要分析原因改善。图2中间检验_数显卡尺
线性分析图从图2Minitab?成的线性图分析，“偏倚=0”的整条直线
在
置信区间内，表明该测量系统线性
可接受
。3.6测量系统线性分析结果判定对
中间检验_数显卡尺
进?线性分析，分析结果表明该测量系统线性
可接受
。第四节
重复性、再现性分析4.1重复性、再现性概述重复性：由?个被评价?使?同?测量仪器，多次测量同?零件同?特性值时获得的测1601280400.060.040.020.00-0.02-0.04参考值偏倚0回归95%置信区间数据平均偏倚常量0.0074990.0061410.227斜率-0.000054020.000069620.441?变量系数系数标准误P量具线性S0.0248145R-Sq1.0%平均0.00343330.00017.890.00166670.08539.9670.00383330.00266.79-0.0100000*104.9710.04733330.000146.644-0.02566670.000参考偏倚P量具偏倚量具名称:数显卡尺（中间检验）研究?期:2017-02-22报表?:张志超公差:±0.15mm其他:ZEA-2014-H070测试数据
的量具线性和偏倚研究量变差。再现性：由不同的评价?采?相同的测量仪器，测得同?零件同?特性的测量平均值之间的变差。4.2试验?案挑出10个样品，样品外形尺?涵盖整个过程变差（?般为样品尺?公差），然后找3个?分别在不同的时间段测量这10块样品的外形尺?，测试前，测试?员不知道样品的测试顺序，每个?分别在3个时间段分别测量每块样品的外形尺?1次，并将每次的测量结果记录在表4。4.3数据收集表4重复性、再现性分析数据记录表操作者测量时间测量数据/单位：mm
12345678910陈秋凤时段170.5170.4470.3470.5970.4970.5670.3770.3270.2970.41时段270.5270.4470.3370.5970.
4770.5570.3770.3170.2870.40时段370.5170.4470.3370.6070.4870.5570.3770.3270.2870.40雷丽花时段
170.5170.4370.3170.5870.4770.5470.3670.3170.2970.41时段270.5070.4370.3270.5870.4770.5470.3570.3170.2870.40时段370.5170.4370.3270.5970.4770.5470.3570.3170.2870.40欧阳丽敏时段170.5270.4470.3370.5970.4870.5670.3770.3270.2970.41时段270.5370.4670.3470.6170.4970.5670.3870.3270.3070.
42时段370.5270.4470.3370.5970.4870.5670.3770.3270.2970.414.4测量系统重复性、再现性分析可接受判定标准4.4.1量具重复性和再现性（R&R）的可接受性准则4.4.1.1重复性、再现性、GR&R低于10%的误差——测量系统良好，可以接受；4.4.1.2重复性、再现性、GR&R在10?30%之间——根据应?的重要性，量具成本，维修的费?等，可以是可接受的。当判定是可以接受时应在分析报告中阐述接受理由，?如通过对?法、枚举法等?法进?分析，明确是从重要性、量具成本、维修费?等因素的哪些因素说明该测量系统可以接受；4.4.1.3重复性、再现性、GR&R?于30%的误差——测量系统不可接受。需分析各种问题加以改进，或更换新的量具。4.4.2有效分辨率ndc4.4.2.1数据分级数为1时，对过程参数及指数估计不可接受；4.4.2.2数据分级为2?4时，?般来讲对过程参数及指数的估计不可接受，只提供粗劣估计；4.4.2.3数据分级数5或更?时，可?于过程控制或过程分析。4.5数据分析图3中间检验_数显卡尺
重复性、再现性分析图
量具R&R研究-?差分析法测试数据
的量具R&R量具名称:数显卡尺（中间检验0-150mm）
研究?期:2017-02-23报表?:张志超
公差:±0.15mm其他:ZEA-2014-H070量具R&R?差分量
来源
?差分量
贡献率
合计量具R&R0.00008650.78重复性0.00003280.30再现性0.00005360.48操作者0.00005360.48部件间0.010979399.22部件间再现性重复量具R&R10050百分?%贡献%研究变异0.020.010.00样本极差_R=0.00833UCL=0.02145LCL=0陈秋凤雷丽花欧阳丽敏70.5570.4570.35样本均值__X=70.4276UCL=70.4361陈秋凤雷丽花欧阳丽敏LCL=70.4190109765432170.6570.5070.35部件号欧阳丽敏雷丽花陈秋凤70.6570.5070.35操作者1098765432170.5570.4570.35部件号平均陈秋凤雷丽花欧阳丽敏操作者量具名称:数显卡尺（中间检验0-150mm）研究?期:2017-02-23报表?:张志超公差:±0.15mm其他:ZEA-2014-H070变异分量R控制图（按
操作者）Xbar控制图（按
操作者）测试数据×部件号测试数据×操作者操作者
乘
部件号
交互作?
测试数据
的量具R&R(?差分析)合计变异0.0110657100.00研究变异%研究变来源标准差(SD)(6*SD)异(%SV)合计量具R&R0.0092980.0557908.84重复性0.0057310.0343885.45再现性0.0073220.0439316.96操作者0.0073220.0439316.96部件间0.1047820.62869399.61合计变异0.1051940.631163100.00可区分的类别数=154.5.1从以上分析数据可知，测量系统GR&R误差为8.84%,?于10%，表明测量系统可接受。4.5.2可接受原因：/。4.5.3测量系统有效分辨率ndc=15,?于5，表明该测量系统可?于过程控制。4.6测量系统重复性、再现性分析结果判定对中间检验_数显卡尺进?重复性、再现性分析，分析结果表明该测量系统重复性、再现性可接受。
MSA测量系统分析的根本内容
数据是通过测量获得的,对测量定义是：测量是赋值给具体事物以表示他们之间关于特殊特性的关系.这个定义由C．Eisenhart首次给出.赋值过程定义为测量过程,而赋予的值定义为测量值.
从测量的定义可以看出,除了具体事物外,参于测量过程还应有量具、使用量具的合格操作者和规定的操作程序,以与一些必要的设备和软件,再把它们组合起来完成赋值的功能,获得测量数据.这样的测量过程可以看作为一个数据制造过程,它产生的数据就是该过程的输出.这样的测量过程又称为测量系统.它的完整表示是：用来对被测特性定量测量或定性评价的仪器或量具、标准、操作、夹具、软件、人员、环境和假设的集合,用来获得测量结果的整个过程称为测量过程或测量系统.
众所周知,在影响产品质量特征值变异的六个根本质量因素<人、机器、材料、操作方法、测量和环境>中,测量是其中之一.与其它五种根本质量因素所不同的是,测量因素对工序质量特征值的影响独立于五种根本质量因素综合作用的工序加工过程,这就使得单独对测量系统的研究成为可能.而正确的测量,永远是质量改良的第一步.如果没有科学的测量系统评价方法,缺少对测量系统的有效控制,质量改良就失去了根本的前提.为此,进展测量系统分析就成了企业实现连续质量改良的必经之路.
近年来,测量系统分析已逐渐成为企业质量改良中的一项重要工作,企业界和学术界都对测量系统分析给予了足够的重视.测量系统分析也已成为美国三大汽车公司质量体系QS9000的要素之一,是6σ质量计划的一项重要内容.目前,以通用电气
从统计质量管理的角度来看,测量系统分析实质上属于变异分析的X畴,即分析测量系统所带来的变异相对于工序过程总变异的大小,以确保工序过程的主要变异源于工序过程本身,而非测量系统,并且测量系统能力可以满足工序要求.测量系统分析,针对的是整个测量系统的稳定性和准确性,它需要分析测量系统的位置变差、宽度变差.在位置变差中包括测量系统的偏倚、稳定性和线性.在宽度变差中包括测量系统的重复性、再现性.
测量系统可分为"计数型〞与"计量型〞测量系统两类.测量后能够给出具体的测量数值的为计量型测量系统；只能定性地给出测量结果的为计数型测量系统."计量型〞测量系统分析通常包括偏倚
【最新整理，下载后即可编辑】
XXX公司
日
期：实
施
人：评
价
人：仪器名称：仪器编号：分析结论：审
核：批
准：
【最新整理，下载后即可编辑】
XX/840-004B计量型MSA分析报告
№:L20170032017年2月23日
陈秋凤、雷丽花、欧阳丽敏
张志超
数显卡尺（中间检验）
XXX
合格
不合格
计量型MSA分析报告
目录
稳……………………………………………………………………………定…………
性
偏……………………………………………………………………………倚…………
线……………………………………………………………………………性
…………
重……………………………………………………………………………复…………
性和再现性
备注:对于有条件接收的项目应阐述接受原因.【最新整理，下载后即可编辑】
147XX公司
质量部
第一节
稳定性分析
1.1稳定性概述
在经过一段长时间下，用相同的测量系统对同一基准或零件的同一特性进行测量所获得的总变差，即稳定性是整个时间的偏倚变化。
1.2试验方案
2017年
02月份，随机抽取一常见
印制板
样品，让
中间检验员工
每天的早上及晚上分别使用
数显卡尺
对样品
外形尺寸
测量5次/组，共测量25组数据，并将每次测量的数据记录在表1。
1.3数据收集
表1稳定性分析数据收集记录表
操作者
陈秋凤
测量日期
2017-02-04～2017-02-20测量时间
时段1时段2时段3时段4时段5时段6测量结果/单位：__mm__第1次
65.2365.2365.2465.2465.2365.24第2次
65.2365.2365.2365.2465.2465.24第3次
65.2365.2365.2365.2465.2365.24第4次
65.2465.2365.2465.2365.2365.24第5次
65.2365.2365.2465.2465.2365.24【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
操作者
陈秋凤
测量日期
2017-02-04～2017-02-20测量时间
时段7时段8时段9时段10时段11时段12时段13时段14时段15时段16时段17时段18时段19时段20时段21时段22测量结果/单位：__mm__第1次
65.2465.2465.2365.2365.2465.2465.2465.2365.2465.2365.2365.2465.2465.2465.2365.24第2次
65.2365.2365.2465.2365.2365.2465.2365.2365.2465.2365.2465.2465.2365.2465.2365.24第3次
65.2465.2365.2365.2365.2365.2465.2365.2365.2365.2465.2365.2465.2365.2465.2465.23第4次
65.2465.2465.2365.2365.2465.2465.2465.2365.2365.2365.2365.2465.2365.2465.2365.24第5次
65.2465.2365.2365.2365.2465.2365.2365.2365.2465.2365.2365.2365.2365.2465.2365.24【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
操作者
陈秋凤
测量日期
2017-02-04～2017-02-20测量时间
时段23时段24时段25测量结果/单位：__mm__第1次
65.2365.2365.23第2次
65.2465.2465.23第3次
65.2465.2465.23第4次
65.2365.2465.23第5次
65.2365.2465.231.4测量系统稳定性可接受判定标准
1.4.1不允许有超出控制限的点；
1.4.2连续7点位于中心线同一侧；
1.4.3连续6点上升或下降；
1.4.4连续14点交替上下变化；
1.4.5连续3点有2点距中心的距离大于两个标准差；
1.4.6连续5点中有4点距离中心线的距离大于一个标准差；
1.4.连续15点排列在中心线的一个标准差范围内；
1.4.连续8点距中心线的距离大于一个标准差。
1.5数据分析
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
中间检验_数显卡尺(0-150mm)的Xbar-R控制图65.240065.2375+3SL=65.24012+2SL=65.23824+1SL=65.23636__X=65.23448-1SL=65.23260-2SL=65.23072-3SL=65.22884135791113样本151719212325样本均值65.235065.232565.23000.0200.015+3SL=0.02069+2SL=0.01705样本极差0.0100.0050.000135791113样本151719212325+1SL=0.01342_R=0.00978-1SL=0.00615-2SL=0.00251-3SL=图1中间检验_数显卡尺
Xbar-R控制图
从图1Minitab生成Xbar-R控制图可知，没有
控制点超出稳定性可接受判定标准，表明该测量系统稳定性
可接受。1.6测量系统稳定性分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺
进行稳定性分析，分析结果表明该测量系统稳定性
可接受。【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
第二节
偏倚分析
2.1偏倚分析概述
对相同零件上同一特性的观测值与真值（参考值）的差异。
2.2试样方案
2.2.1选择一个被测样品,确定样品的外形尺寸
基准值x，样品
外形尺寸
基准值通过__铣边工序所使用的泛用型尺寸测量机重复测量10次取测量均值
获得。
2.2.2让经常使用该量具的检验员测量样品15次,每次读数记为xi(i为第i次测量)。
2.3数据收集
表2偏倚分析数据收集记录表
操作者
测量次数
1234陈秋凤
测量时间
测量结果
97.0297.0297.0197.022017-01-21测量次数
9101112单位
mm测量结果
97.0297.0297.0297.01【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
56797.0297.0297.0197.02131415/97.0297.0297.02/2.4测量系统偏倚可接受判定标准
若0在偏倚95%可信度的置信区间范围内，可以在统计上判定测量系统的偏倚等于零，而这种判定犯错的可能性为5%，此时可判定测量系统偏倚可接受
2.5数据分析
2.5.1根据测量所得数据，将数据记录于表3，并计算测量结果的平均值x。
x
?=?xii?1nrn
2.5.2计算偏倚B。
B=x
-x
2.5.3计算重复性标准差?r。
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
最大值（xi）?最小值（xi）
?r?
*d22.5.4计算均值x的标准差?b。
?b??r
n?2.5.5偏倚95%可信度的置信区间上限及下限计算方式。
上限：B?d2?b?tv,1??/2?
*d2下限：B?
d2?b?tv,1??/2?
*d2表3偏倚分析记录表
评价人
测量次数
张志超
单位：mm读数
偏倚
分析时间
测量次数
2017-01-21单位：mm读数
偏倚
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
12345678基准值xι
97.018d23.4719197.0297.0297.0197.0297.0297.0297.0197.02测量次数n15*d20.0020.002-0.0080.0020.0020.002-0.0080.002平均值x
97.017自由度v10.8?910111213141597.0297.0297.0297.0197.0297.0297.020.0020.0020.002-0.0080.0020.0020.002偏倚B0.001tv,1??/2复性标准差?r
0.0028均值x的标准差?b
0.0007?偏倚95%的置信区间
下限
-0.0006上限
0.00263.55332.206注：d2、d2*、v、tv,1??/2可查表获得，具体参考《ZW4DD-034B0MSA测量系统分析管理办法》。
2.5.6从表3数据分析，数显卡尺
测量偏倚为
0.001mm，偏倚值95%的置信区间为[-0.0006,0.0026],因为0在
上述偏倚值的95%置信区间范围内，所以该测量系统偏倚
可接受。【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
2.6测量系统偏倚分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺_进行偏倚分析，分析结果表明该测量系统偏倚
可接受。第三节
线性分析
3.1线性分析概述
在测量设备预期的工作（测量）量程内，偏倚值的差异，线性可被视为偏倚对于量程大小不同所发生的变化。
3.2试验方案
3.2.1选择5个样品,且这5个样品
外形尺寸
涵盖量具的整个工作量程。
3.2.2确定每个样品的外形尺寸
xi，各样品外形尺寸
通过铣边工序所使用的泛用型尺寸测量机重复测量10次取测量均值
获得。
3.2.3让经常使用该测量工具的检验员分别对每个样品测量12次，并将对应测量结果xij记录在表4中，其中i为样品编号，j为测量次数。
3.3数据收集
表4线性分析数据收集记录表
操作者
样品编号i读数
测量次数j【最新整理，下载后即可编辑】
陈秋凤
测量时间
2017-01-22单位
mm12345XX公司
质量部
117.8939.97217.8939.97317.8939.97417.8939.97517.9039.97617.8939.98717.8939.97817.9039.97917.8939.971017.8939.971117.8939.971217.8939.97基准值
17.8939.963.4测量系统线性可接受判定标准
66.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.7866.79105.02105.02105.01105.02105.02105.02105.01105.02105.02105.02105.02105.02104.971146.62146.61146.62146.62146.62146.62146.61146.62146.62146.62146.62146.62146.644“偏倚=0”的整条直线都在置信区间范围内，则判定测量系统的线性可接受，否则需要分析原因改善。
3.5数据分析
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
测试数据的量具线性和偏倚研究量具名称:研究日期:数显卡尺（中间检验）2017-02-22报表人:公差:其他:张志超±0.15mmZEA-2014-H070量具线性自变量系数系数标准误P常量0.0074990.0061410.227斜率-0.000054020.000069620.441S0.0248145R-Sq1.0%0.06回归95%置信区间数据平均偏倚0.04量具偏倚偏倚0.00343330.00166670.0038333-0.01000000.0473333-0.02566670.020.000参考平均17.8939.96766.79104.971146.644P0.0000.0850.002*0.0000.000偏倚-0.02-0.0404080参考值12016图2中间检验_数显卡尺
线性分析图
从图2Minitab生成的线性图分析，“偏倚=0”的整条直线
在
置信区间内，表明该测量系统线性
可接受。3.6测量系统线性分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺
进行线性分析，分析结果表明该测量系统线性
可接受。【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
第四节
重复性、再现性分析
4.1重复性、再现性概述
重复性：由一个被评价人使用同一测量仪器，多次测量同一零件同一特性值时获得的测量变差。
再现性：由不同的评价人采用相同的测量仪器，测得同一零件同一特性的测量平均值之间的变差。
4.2试验方案
挑出10个样品，样品
外形尺寸
涵盖整个过程变差（一般为样品尺寸公差），然后找3个人分别在不同的时间段测量这10块样品的外形尺寸，测试前，测试人员不知道样品的测试顺序，每个人分别在3个时间段分别测量每块样品的外形尺寸
1次，并将每次的测量结果记录在表4。
4.3数据收集
表4重复性、再现性分析数据记录表
测操作量
者
时间
陈秋时凤
段170.5170.4470.3470.5970.4970.5670.3770.3270.2970.4112345678910测量数据/单位：
mm
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
时段2时段3时段1雷丽时花
段2时段3时段1欧阳
时丽敏
段2时段370.5270.4470.3370.5970.4870.5670.3770.3270.2970.4170.5370.4670.3470.6170.4970.5670.3870.3270.3070.4270.5270.4470.3370.5970.4870.5670.3770.3270.2970.4170.5170.4370.3270.5970.4770.5470.3570.3170.2870.4070.5070.4370.3270.5870.4770.5470.3570.3170.2870.4070.5170.4370.3170.5870.4770.5470.3670.3170.2970.4170.5170.4470.3370.6070.4870.5570.3770.3270.2870.4070.5270.4470.3370.5970.4770.5570.3770.3170.2870.404.4测量系统重复性、再现性分析可接受判定标准
4.4.1量具重复性和再现性（R&R）的可接受性准则
4.4.1.1重复性、再现性、GR&R低于10%的误差——测量系统良好，可以接受；
4.4.1.2重复性、再现性、GR&R在10至30%之间——根据应用的重要【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
性，量具成本，维修的费用等，可以是可接受的。当判定是可以接受时应在分析报告中阐述接受理由，比如通过对比法、枚举法等方法进行分析，明确是从重要性、量具成本、维修费用等因素的哪些因素说明该测量系统可以接受；
4.4.1.3重复性、再现性、GR&R大于30%的误差——测量系统不可接受。需分析各种问题加以改进，或更换新的量具。
4.4.2有效分辨率ndc4.4.2.1数据分级数为1时，对过程参数及指数估计不可接受；
4.4.2.2数据分级为2至4时，一般来讲对过程参数及指数的估计不可接受，只提供粗劣估计；
4.4.2.3数据分级数5或更大时，可用于过程控制或过程分析。
4.5数据分析
测试数据的量具R&R(方差分析)量具名称:研究日期:数显卡尺（中间检验0-150mm）2017-02-23变异分量100%贡献%研究变异报表人:公差:其他:张志超±0.15mmZEA-2014-H070测试数据×部件号70.6570.50百分比5070.350量具R&R重复再现性部件间123456部件号78910R
控制图（按操作者）陈秋凤0.02雷丽花欧阳丽敏UCL=0.0214570.6570.5070.350.00LCL=0陈秋凤测试数据×操作者样本极差0.01_R=0.00833Xbar
控制图（按操作者）陈秋凤70.55雷丽花欧阳丽敏70.55_UCL=70.4361_X=70.4276LCL=70.4190雷丽花操作者欧阳丽敏
操作者乘部件号交互作用操作者陈秋凤雷丽花欧阳丽敏样本均值平均70.4570.3570.4570.35123456部件号7891图3中间检验_数显卡尺
重复性、再现性分析图
【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
量具
R&R研究
-方差分析法
测试数据
的量具
R&R
量具名称:
数显卡尺（中间检验0-150mm）
研究日期:
2017-02-23报表人:
张志超
公差:
±0.15mm
其他:
ZEA-2014-H07量具
R&R
方差分量
来源
方差分量
贡献率
合计量具
R&R
0.00008650.7重复性
0.0000320.3再现性
0.00005360.4操作者
0.00005360.48部件间
0.010979399.22合计变异
0.011065100.0研究变异
%研究变
来源
标准差(SD)
(6*SD)
异
(%SV)合计量具
R&R
0.009290.055798.84重复性
0.0057310.034385.45再现性
0.0073220.0439316.96操作者
0.0073220.0439316.96部件间
0.1047820.62869399.61合计变异
0.1051940.631163100.0【最新整理，下载后即可编辑】
XX公司
质量部
可区分的类别数
=154.5.1从以上分析数据可知，测量系统GR&R误差为
8.84%,小于
10%，表明测量系统
可接受。4.5.2可接受原因：
/。4.5.3测量系统有效分辨率ndc=15,大于5，表明该测量系统
可用于过程控制。4.6测量系统重复性、再现性分析结果判定
对
中间检验_数显卡尺
进行重复性、再现性分析，分析结果表明该测量系统重复性、再现性
可接受。【最新整理，下载后即可编辑】
MSA量测系统分析报告(doc32页)
MeasurementSystemsAnalysis
MSA
MSA量測系統分析
第三版
中國汽車研究中心譯2002.10印刷
目
錄
第一章
量測系統介紹
一、量測
----------------------------------------------------------------------------1二、量測系統
----------------------------------------------------------------------1三、量測系統分析
----------------------------------------------------------------1四、量測系統應具備的特性
----------------------------------------------------1五、評估量測系統的三項基本的問題
----------------------------------------2六、常用的名詞定義
-------------------------------------------------------------2第二章
量測系統變異之類型
一、量測系統誤差種類
----------------------------------------------------------4二、量測系統研究之應用
------------------------------------------------------10第三章
量測系統(GAGER&R)應用與判讀
一、量測系統研究的準備
------------------------------------------------------11二、計量植值量測系統研究
---------------------------------------------------12三、判讀
---------------------------------------------------------------------------18四、變異數分析法
---------------------------------------------------------------19五、計數值量具研究
------------------------------------------------------------
20第四章
附件
附件一：量測設備的可接受性
-------------------------------------------------24附件二：MSA變異計算式一覽表-----------------------------------------------25附件三：量具再現性和再生性數據表
----------------------------------------26附件四：量具再現性和再生性報告表
----------------------------------------27附件五：計數值GO/NO-GO量規數據
---------------------------------------28第五章
演練
一、計量值、全距法
二、計量值、平均值與全距法
第一章
量測系統介紹
˙一、量測
藉由與預先設定的標準相比較，以確定使用多少個單位(英吋、公克等)
來描述一個零組件的過程。
˙量測結果由一個數字和一個標準的量測單位構成。
˙量測結果是量測過程的輸出。
二、量測系統
指操作、準則、量具和其他設備、軟體及被指定之一群待量測特性等之
集合，經由一完整程序而取得量測值。
三、量測系統分析
實施適當的統計研究，藉以分析各種型式之量測和試驗設備系統所得出
的結果的變異，這類研究應留有證據。此項要求適用於經顧客核准的管制計
劃中所有的量測系統。分析方法和允收標準應符合量測系統分析參考手冊內
的規定(例如：量規量測再現性和再生性〔gageR&R〕研究)。其他的分析方
法和允收標準則需經顧客核准後方可使用。
四、量測系統應具備的特性
4-1所有的量測系統應具備的特性
1.量測系統必須處於統計管制狀態(可預見的)；這表示量測系統內的變
異只是由於共通原因產生，而不是特殊原因。
2.量測系統的變異性要小於製造過程的變異性。
3.變異性要小於規格極限值和／或允許公差。
4.當被量測項目改變時，量測系統的統計特性也可能會改變。果真如此，量測系統的最大(最糟)的變異必須相對小於製程變異或規格極限值中的較小者。
4-2其他需要考慮的因素
1.量測系統的管理涉及對變異的管制和監測。
2.要對量測系統如何與環境相互作用有所理解。
五、評估量測系統的三項基本的問題
評估一量測系統時有三項基本的問題需加以定位(澄清)1.本量測系統是否具備適當的鑑別能力？
2.是否具有全時之穩定統計性？
3.量測誤差(變異)是否微小？
六、常用名詞定義
1.量具(Gage)：任一可用以量測之設備，通常是用以特別稱呼使用在生產現場者，包含GO/NO-GO設備。
2.鑑別力：鑑別力是指一個量測裝置檢測出被量測的變異的能力。假定一個量測者要量測10個零組件的寬度。如果每個零組件的量測結果全部相同，則該量測裝置不具備指示零組件之間變化量的鑑別力。
3.公差：是指一個零組件某一特性允許的變異。公差通常以一個公稱值±所允許的相對於公稱值的變異數來表示。一個零組件的寬度可以15.50±0.02英吋(一個介於15.48到15.52英吋的範圍)來表示。
4.管制狀態：當一個製程顯示出本身固有的，且可預見的變異時則稱為「管
制狀態」。例如：下面的管制圖即描述一個從剪切線上切上切下的零組件的預期垂直度變異。例如製程處於管制狀態。則無造成變異的特殊原因，我們便可以認定零組件在99.73%的狀況下也都能隨機地落在管制極限值之內。
±1SD=68%±2SD=95%
±
3SD=99.7%
上管制極總平均值
下管制極
5.非管制狀態：描述一個造成變異的所有特殊原因均未消除的過程。這種狀態在管制圖上呈現出點落在管制極限值以外或在極限值內呈非隨機的型態。
第二章
量測系統變異之類型
一、量測系統誤差種類
量測系統誤差可分為五種：偏性、穩定性、線性、再現性、再生性
1-1偏性(ACCURACY)
準確度是指觀測平均值與真值之差，真值可藉各種可得之最準確的量測設備之數次量測值之平均而得。
真值
準確度
觀測平均值
量具準確度
如果量具準確度相對的大，則可能的原因是：
1.主量測值錯誤
2.量具磨損了
3.量具之製造尺寸錯誤
4.量具量測錯誤之特性
5.量具未經適當校正
6.作業者不適當的使用量具
1-2穩定性
穩定性(或偏差drift)是指一量具在量測相同樣件(master)時所得之全變異，或指相同條件在量測一單一特性時經過延伸時期所得之全變異。
穩定
時間
時間
量具穩定性
1-3線性
線性是指量具在預期作業範圍內準確值之差異。
觀測平真準確度值低
觀測平真準確度值(壞(好)
量具線性
如果量具具有非直線性(non-linearity)，其可能原因如下：
1.在作業範圍的高及低二端，量具校正不適當。
2.最大或最小的標準值錯誤。
3.量具磨損。
4.可能須檢討量具內部之設計特性。
1-4再現性(REPEATABILITY)
再現性是指一種量具、一位作業者，當多次量測相同零件之指定特性時所得之變異。
再現性作業單
用一把遊標卡尺和標有1到5號的一套樣本，量測這5個樣本的厚度，並記錄量測結果。然後，再重複量測兩次。
再現
量具再現性
零組件編號
量測次數
123平均值X全距
123458.68.338.66.66.33平均值X=同一樣本三組量測值之和÷3全距
=每一樣本量測值中最大值－最小值
7.734R=全距之和／5=
X=平均值之和／5=
再現性演練
再現性作業單
分別計算全距的上、下管制極限值，UCLR和LCLR
×2.575=
2.575LCL=R×D=
×0=
UCLR=R×D4=
R3(D3和D4是用於計算全距管制極限值的常數。)
分組量測次數
計算LCL所用的D3計算UCL所用的D43.262.5752.2822.1152.0040.0761.9240.1361.8640.1841.8160.2231.77110.2561.744120.261.716130.301.692再現性作業單
再現性的計算
=0.575再現性
=5.15×(R/d)=5.15×(/1.74)=
2.96估計的再現性標準差或量規變異=R/d2d2取決於量測次數，(m=3)，以及零組件數和量測者的乘積，(g=5×1=5)。
(公式中，5.15是代表信賴度的一個常數，它表示由這些量測者、零組件和設備所獲得的再現性結果落在計算的變異性全距內的信賴度為99%。)
211.4121.2831.2341.2151.1961.1871.1781.1791.16101.16111.16121.15131.15141.15151.15＞151.12831.911.811.771.751.741.731.731.721.721.721.711.711.711.711.7142.242.152.122.112.102.092.092.082.082.082.082.072.072.072.02.05952.482.402.382.372.362.352.352.352.342.342.342.342.342.342.3462.672.602.582.572.562.562.552.552.552.552.552.552.552.542.542.53472.832.772.752.742.732.732.722.722.722.722.722.722.712.712.7182.962.912.892.882.872.872.872.872.862.862.862.852.852.852.852.847m
g93.083.023.013.002.992.992.992.982.982.982.982.982.982.982.9103.183.133.113.103.103.103.103.093.093.093.093.093.093.083.03.078113.273.223.213.203.193.193.193.193.183.183.183.183.183.183.1123.353.303.293.283.283.273.273.273.273.273.273.273.273.273.263.258133.423.383.373.363.353.353.353.353.353.343.343.343.343.343.34143.493.453.433.433.423.423.423.423.423.423.413.413.413.413.413.407153.553.513.503.493.493.493.483.483.483.483.483.483.483.483.41.6932.3262.7042.973.1733.3363.472d2表
1-5再生性(REPRODUCIBILITY)
再生性是指不同作業者使用相同量具，當量測相同產品之特性時，量測平均值之變異。
作業者
作業者
作業者
再生性
量具再生性
1.再生性作業單
1)再生性的計算
將第8頁表中你的X數據和你同伴的X數據抄入下表：
零組件編號
1的量測者平均值X量測者2的平均值X1估計的量測者標準差是藉由確定每位量測者的量測平均值，然後算出平均值的全距(R=X最大－X最小)，再除以d2而估算出來的。
估計的量測者標準差=R/d2=(X最大－X最小)/d2當採用全距1(g)和量測者數(m)為2時，d2=1.41因此，再生性=5.15(R/d2)=(－)/1.41=
(公式中，5.15是代表信賴度的一個常數，它表示由這些量測者、零
組件和設備所獲得的再現性結果落在計算的變異性全距內的信賴度為99%。)
m
2345678910111213141511.411.912.242.482.672.832.963.083.183.273.353.423.493.5521.281.812.152.402.602.772.913.023.133.223.303.383.453.5131.231.772.122.382.582.752.893.013.113.213.293.373.433.5041.211.752.112.372.572.742.883.003.103.203.283.363.433.4951.191.742.102.362.562.732.872.993.103.193.283.353.423.4961.181.732.092.352.562.732.872.993.103.193.273.353.423.4971.171.732.092.352.552.722.872.993.103.193.273.353.423.4881.171.722.082.352.552.722.872.983.093.193.273.353.423.4891.161.722.082.342.552.722.862.983.093.183.273.353.423.48101.161.722.082.342.552.722.862.983.093.183.273.343.423.48111.161.712.082.342.552.722.862.983.093.183.273.343.413.48121.151.712.072.342.552.722.852.983.093.183.273.343.413.48131.151.712.072.342.552.712.852.983.093.183.273.343.413.48141.151.712.072.342.542.712.852.983.083.183.273.343.413.48151.151.712.072.342.542.712.852.983.083.183.263.343.413.4＞151.122.052.5342.843.073.253.401.6932.3262.7042.973.1733.3363.472gd2表
二、量測系統研究之應用
11..提提供供新新量量測測設設備備是是否否可可接接受受之之準準則則。。
22..提提供供二二項項量量測測設設備備之之比比較較。。
33..提提供供對對被被認認為為將將有有缺缺陷陷量量具具之之評評價價標標準準。。
44..提提供供量量測測設設備備維維修修前前後後之之比比較較。。
55..對對生生產產製製程程是是否否在在計計算算製製程程變變異異時時需需將將此此列列入入，，且且可可否否為為可可接接受受之之水水準準？？
66..提提供供必必要要之之資資訊訊以以發發展展((GGaaggee
PPeerrffoorrmmaannccee
CCuurrvvee
——
量量具具績績效效曲曲線線))，，此此一一曲曲線線指指出出含含合合格格產產品品被被接接受受之之機機率率多多少少。。
第三章
量測系統(GAGER&R)應用與判讀
一、量測系統研究的準備
1-1量測系統研究的準備步驟
量測系統研究必須是有計畫的，以達到瞭解你的量測系統能力的目
的。典型的準備工作包括：
1.根據研究目的，計畫要採用的方法。
2.規定量測者人數、樣本數，以及重複的量測結果次數。這可能取決於
尺寸的臨界性或零組件的物理特性。
3.選擇經常使用這種儀器的量測者。
4.在幾天生產的產品中取樣，以保證所抽取的樣本代表整個作業範圍。
對每個零組件進行編號以便於識別。
5.要保證所用之量測儀器的分辨力為所要量測的特性預期的製程變異的十分之一。(如果特性的變異是0.001，儀器應能讀到0.0001的變化量。)
在量測系統的研究中，將誤解資訊的風險降到最低十分重要。需要注意下列以下四件事：
1.由瞭解在執行一項可靠的研究中，「謹慎從事」的重要性的人來完成這
項研究。
2.要保證每位量測者使用相同的程序，包括獲取數據的步驟。
3.量測必須以隨機的方式進行。
4.謮數必須盡可能估計到最精確的值。如果可能，讀數要精確到最小刻
度的一半。(例如：如果最小刻度是0.0001，每個讀數要估計到0.00005。)二、計量值量測系統研究
2-1計量值量測系統研究
2-1-1偏性之準則：
(1)
建立可追溯標準真值之樣本。
(2)
使用經評價過之量具，使一位作業者量測同一零件至少在10次以上。
(3)
計算平均值，雙者之差即為準確度。
%偏差標準確度=偏差/製程變異(公差)
2-1-2穩定性之準則：
(1)
選擇一樣本建立可追溯標準之真值。
(2)
定時對標準件或樣本量測至少3~5次，並製X-RCHART。
(3)
計算管制界限及標準差，並與製程標準差相比較，以評估量測系統之穩定性。
2-1-3線性之準則：
(1)
藉著選擇零件在量具整個作業的範圍方式，可用來決定線性。
(2)
如同偏性研究，此零件之標準值是由工具室或精密檢驗設備求得的，在全操作範圍內的零件，經由一個或數個作業者量測而得每一個零件之觀測平均值。
(3)
再依每一個零件之標準量測值與觀測平均值之差來決定量具標準度平均值。
(4)
以準確度平均值與全作業範圍內之標準量測值來繪製線性圖。
2-1-4再現性與再生性之準則：
(1)
全距法。(註?)(2)
平均值與全距法。(註?)(3)
變異數分析(ANOVA)法。(註?)註?全距法：是一種修正的計量值量具研究，可快速的提供量測變異性近似值，本法只提供量測系統之全貌，而不將變異性區分為再現性與再生性。
研究方法：(參考附件一表格)(a)
以二位之作業者與5件零件來作研究，每位作業者均量測每零件一次，每個零件之全距為二位作業者量測值之差，再計算得全距總和及平均全距。
(b)
全量測變異值班室(GR&R)為平均全距乘以4.33(5.15/1.19)。
(c)
%GR&R為GR＆R?100除以製程差異(或公差)。
(d)
量測系統之
％GR&R若大於等於≧20%，則此量測系統須加以改善。
建議使用時機：製程安定即零件變異小時，宜採用全距法作量測系
統分析。
註?平均值與全距法（X＆R）：是一種數學的方法，可用來分析量測系統的再現性與再生性。其與全距法不同處為允許量測系統分解為不同項目-再現性與再生性，但不含他們的交互作用，同時可提供量測系統或量具誤差問題之有關資訊。
研究方法：雖然作業者人數、量測次數及零件數可能改變，但執行研究最適合條件及作法-如下所述並參考附錄3.4之量具R&R的數據表，逐一完成之。
建議使用時機：製程較不安定、零件變異較大時，較宜採用平均值與全距法(X&R)去執行量測系統分析。
註?變異數(ANOVA)分析法：是一種標準的統計技巧能用來分析量測誤差及在量具研究數據中其他變異數分析中變異性的來源，在變異數將被區分為4種：零件、作業者、零件與作業者的交互作用及量具生產複製誤差。
優點：能處理任何的實驗設定，更精確的估計變異數，能自實驗數據中得到更多的資訊。（如：零件與作業影響之間的交互作用）
缺點：須以電腦配合專用軟體來作數字運算及使用者需經一定的訓練以解釋結果。
2-2平均值與全距法
1.數據收集的計算方法
數據收集的計算方法如下：
1)將第1、2及3行的最大數值減最小數值，將結果記錄在第5行、第
6、7、8行及第11、12、13行的作法相同，而將其結果分別記入第10及15行(表7)。
2)第5、10行及15行之記錄應為正值(表7)。
3)將第5行加總並除以量測零件數，則得第一位作業者的平均全距Ra，以相同方法從第10行及第15行求得Rb、Rc(表7)。
4)將第5、10及15行的平均值(Ra、Rb、Re)載記到第17行，將其加
總後除以作業者人數而得的數值記入R(所有全距的平均值)(表7)。
5)將R(平均值)記入第19、20行並乘以D3及D4求下及上的管制界限
(D3及D4可由表3查得)，如為二次量測則D3=0，D4=3.27。將個別
全距的上管制界限(UCLR)的值記入第19行。下管制界限(LCLR)的值，如量測次數少於7則為零(表7)。
6)如有全距超過計算的UCLR，則依原來方法請相同的作業者將相同的零件重測一次。或將其值刪除，再依修正過的樣本數量重新計算平
均值R及管制界限值UCLR。將導致失去管制的特殊原因改正。如
果使用先前討論的管制圖法，則此情況已改正且不會在此發生。
7)將各行加總(第1.2.3.6.7.8.11.12及13行)，將各行的總和除以取樣零
件數，將此值記錄在最右邊一列標示為”平均值”處。(表7)
8)將1.2.3行的平均值加總，並除以量測次數，將其值記錄在第4行Xa
方格處，以相同方式處理6.7.8行及11.12.13行，而將其值分別記入
第9.14行的Xb、Xc處。
9)將第4.9.14行的最大及最小平均值記錄在第18行的適當位置並計算
其差記錄在第18行標示為X
Diff處。(表7)
10)將每個零件的各次量測值加總，除以量測值總數(量測次數乘以作
業者數)，將其結果記入第16行之零件平均值處。(表7)
11)將零件平均值的最大減最小的差記入第16行標示Rp處，Rp是零
件平均值的全距。(表7)
12)將R、X
Diff及Rp的計算值轉記在報告表的預留位置。(表8)
13)執行報告表左邊標示為”量測單元分析”的各項計算。
14)執行報告表右邊標示為”%製程變異”的各項計算。
15)檢查結果，確認沒有錯誤。
＊相關之計算公式可參考”附件二之MSA變異計算式一覽表”。
零
件
1234567891評價人／試驗次數
1.
A
0.651.000.850.850.551.000.950.851.000.600.601.000.800.950.451.000.950.801.000.72.
3.
3平均值
0.830.8254.
平均值
5.
全距
6.
B
7.
8.
9.
平均值
10.
全距
11.
C
12.
13.
14.
平均值
15.
全距
16.
零件
平均值(XP)Xa=0.8275Ra=0.0450.550.7850.500.750.52Xb=0.767550.05Rb=0.0450.501.050.800.800.451.000.950.801.050.850.8250.551.000.800.800.501.050.950.801.050.800.830.521.020.800.800.471.020.950.801.050.82Xc=0.827550.0550.0000.0000.0550.0550.0000.0000.0000.0550.05Rc=0.030X03X=0.80750.5671.0080.8000.8250.4581.0170.9420.7831.0080.667Rp=0.559R-0.040.060.130.000.621.000.8250.0000.0550.050.551.050.800.550.950.750.551.000.7700.1000.0550.000.900.501.0000.1000.0000.100.800.401.000.750.401.050.770.401.0250.0000.0550.050.950.821.0000.0550.0000.000.950.751.000.900.700.950.920.720.9750.0550.0550.050.6500.117.〔Ra=0.045〕+〔Rb=0.045〕+〔Rc=0.03〕/〔#評價人數=3〕
18.〔MaxX=0.8275〕－〔MinX=0.7675〕=XDIFF
19.〔R=0.04〕×〔D4*=3.27〕=UCLR
20.〔R=0.04〕×〔D3*=0.00〕=LCLR
＊
2次試驗時D4=3.27，3次試驗時D4=2.58。7次試驗以內D3=0；
UCLR代
表單個R的極限。圈出那些超出極限的值。查明原因並糾正。同一評價人採用最
初的儀器重複這些謮數或剔除這些值並由其餘觀測值再次平均並計算R和極限
值。
註：
表7量具再現性和再生性數據表
零件編號和名稱：墊片
量具名稱：
厚薄規
日期：4/12/8測量參數
厚度
量具編號：
X-2934執行人：
尺寸規格：0.6-1.0mm
量具類型：
0.0-10.1來自數據表：R=0.044XDIFF=0.06RP=0.559測量系統分析
%變差(TV)
再現性－設備變異差(EV)EV=R×K1試驗次數
K1=0.044×4.564.56=0.13.05再生性－評價人變差(AV)
AV=√〔(Xnr)〕
DIFF×K2)22－(EV2／
=〔
(0.06×2.70)－(0.182／10×2))〕
√
評價人數量23=0.16再現性和再生性(R&R)22R&R=
(EV+AV√
2)2=√
(0.18+0.16)
=0.24零件變差(PV)
PV=RP×K3=0.56×1.62=0.9變差(TV)
TV=√
(R&R
22+PV22)
=√
(0.24+0.90)
=0.93%EV=100〔EV/TV〕
=100〔0.18/0.93〕
=18.7%
%AV=100〔AV/TV〕
=100〔0.16/0.93〕
=16.8%
n=零件數量
r=試驗次數
K23.652.7%R&R=100〔R&R/TV〕
零件數量
K3=100〔0.24/0.93〕
23.65=25.2%32.742.3052.0861.9371.8281.7491.6%PV=100〔PV/TV〕
=100〔0.90/0.93〕
=96.8%
所有計算都基於預期5.15σ(在正
分佈曲線之下99.0%的面積)。
K1為5.15/d2，d2取決於試驗次數(m)和零件數與評價人數的乘積(g)，並假設該值大於
15．d2數值來自表2。
AV–如果計算中根號下出現負值，評價人變差缺省為0。
K2為5.15d2*，式中d2*取決於評價人數量(m)和(g)，g為1，因為只有單極差計算。
K2為5.15d2*，式中d2*取決於零件數(m)和(g)，g為1，因為只有單極差計算。
d2*來自表D3，《質量控制和工業統計》A.J.Duncan(見附錄，幾考文獻4)。
表8量具再現性和再生性報告
三、判讀
3-1如果再現性大於再生性，其理由可能是
1.量測儀器需加以保養。
2.量具需重新設計以提高剛性。
3.量具之夾緊或定位方式須加以改善。
4.產品內變異有極值(excessive)。
3-2再生性大於再現性，則可能的原因是
1.作業者對量測儀的使用及讀取需良好之訓練。
2.量度刻度盤之校正未完整(clear)。
3.可能須某些夾具以協助作業者更堅實使用量具。
3-3量具再現性及再生性(%RAR)是否可接受的指引為：
誤
差
值
誤差10%以下
結
果
量具系統可以接受
誤差在10%—30%量具可能被接受但須依其應用的重要性，量具之間
誤差超過30%費用、修理費用而定。
量具系統須加以改進，健一切努力去確認問題，並改正問題。
四、計數值量具研究
4-1短期法
1.選擇20個零件，其中一些可能稍大或稍小於技術規格的極限值，將這
些零組件黏貼編號以便於識別。
2.安排兩位量測者將所有的零組件量測兩次，所用的方法要能避免量測
者偏差值的出現(即隨機選取零組件)。
3.記錄量測結果，每個零組件應有4個讀數。
4.如果量測結果不一致，則量測系統需加以改善和重新評估。如果量測系統無法改善，應尋找其他替代的量測系統。
工作單：計數值量規(短期方法)
GO/NO-GO量規數據
零組件
123456789101112131415161718192計數值量規範例(短期方法)橡膠軟管直徑
GO/NO-GO量規
量測者1量測者2零組件
123456789101112131415161718192量測者1GGNGNGGNGNGNGGGGGGGGGGGGGGGGNGGNGNGNGGGGGNGGGGGGGGGGGNGGNGGGGGGGGGGGGGGG量測者2GGGNGGNGGGGGGGGGGGGGGG
4-2計數值量規長期研究
1.計數值量規的長期研究是用來瞭解一個量規接收或拒收一個零組件的能力。
2.長期研究包括評估基準值，並確定接收每一個零組件的可能性。
3.計數值量規的長期研究和短期研究的區別，在於其成本較高、要花費
更多的時間進行樣本準備和量測操作。
更詳細的說明見附錄E。
附件一：量測設備的可接受性
量
具
名
稱
量
具
編
號
量
具
規
格
校
正
日
期
條件
12345測定規格
測定者：A存
放
地
點
下次校正日期
測定者：B
範
圍
R.平均範圍
Ｒ＝
∑
R
＝
1.4範圍總合
∑Ｒ＝
1020304050102030405091928394811212.5(量具誤差R&R=5.15=4.33x(R)=6.06R)?上述所得之量具誤差，小於或等於規格公差之20%時，此量具可以接受。
可接受
(全距法)
4x
20%=
(指標)
量具Cp值
=規格全距
÷
量具誤差
4÷
6.06=
6.5?
勉強接受
不接受
附件二：MSA變異計算式一覽表
變異名稱
再現性
(量具變異)標
準
差
R?e?*d2變
異
值
EV?5.15??e
?R?
.15*d2R=重覆量測之全距平均
再生性
(作業者變異)調整後
扣除量具變異
量測系統變異
XDIFF?o?*d2原AV?5.15??o
?XDIFF?5.15*d2XDIFF=作業者全距平均之(MAX-MIN)
AV?O?5.15(EV)2AV?(原AV)?n?r22?m??e2??o
R&R?(EV)2?(AV)2零件間變異
?p?Rpd*2PV?5.15??p
?Rp?5.15*d2RP=每一零件平均值之最大值與最小值之差
全製程變異
?l????2m2p
TV?(R&R)2?(PV)2%ＥＶ＝100?〔ＥＶ／ＴＶ〕
%製程變異
%ＡＶ＝100?〔ＡＶ／ＴＶ〕
計
算
式
%Ｒ＆Ｒ＝100?〔Ｒ＆Ｒ／ＴＶ〕
%ＰＶ＝100?〔ＰＶ／ＴＶ〕
附件三：量具再現性和再生性數據表
評價人／試驗#
1.
A
2.
3.
4.
平均值
123零
件
45678910平均值
Xa=
5.
全距
6.
B
7.
8.
9.
平均值
10.
全距
11.
12.
13.
14.
平均值
15.
全距
16.零件平均值(XP)
Ra=
Xb=
Rb=
Xc=
Rc=X03X=
Rp=
17.〔Ra=
〕+〔Rb=
〕+〔Rc=
〕+/〔評價人數量=
〕=
18.〔MaxX=
〕－〔MinX=
〕=XDIFF
19.〔R=
〕×〔D4=
〕*=UCLR
R
20.〔R=
〕×〔D3=
〕*=UCLR
＊
D4=3.27(兩次試驗)，D4=2.58(三次試驗)；D3=0(不大於7次試驗)，UCLR代
表單個R的極限。圈出那些超出極限的值。查明原因並糾正。同一評價人採用最
初的儀器重複這些超限謮數或剔除這些超限值，由其餘觀測值再次平均並計算R
和限值。
註：
附件四：量具再現性和再生性報告表
零件號和名稱：
量具名稱：
日期：
被測參數：
量具號：
操作者：
規格：
量具型式：
根據數據表：R=
XDIFF=
RP=測量
分析
%變差(TV)
再現性－設備變異差(EV)
%EV=100〔EV/TV〕
EV=R×K1試驗次數
K1=100〔
/
〕
=
4.56=
%
=
3.05再生性－評價人變差(AV)
AV=√〔(X
DIFF×K2)2－(EV2／nr)〕
=〔
()2－(2／
×))〕
√
=評價人數量23K23.652.7%AV=100〔AV/TV〕
=100〔
/
〕
=
%
n=零件數量
r=試驗次數
再現性和再生性(R&R)
R&R=
(EV√
2+AV2)
=√
(2+
2)
=
零件變差(PV)
PV=RP×K3=
×
=
變差(TV)
TV=√
(R&R
2+PV2)
=√
(2+
2)
=
%R&R=100〔R&R/TV〕
零件數量
K3=100〔
/
〕
23.65=
%32.742.352.061.93%PV=100〔PV/TV〕
71.82=100〔
/
〕
81.74=
%91.6所有計算都基於預期5.15σ(在正
分佈曲線之下99.0%的面積)。
K1為5.15/d2，d2取決於試驗次數(m)和零件數目與操作者數量之積(g)，g假定大於15。
d2數值來自表2。
AV－如果計算中根號下為負值運算，評價人變差(AV)缺省為零(0)。
K2為5.15d2*，式中d2*取決於評價人數量(m)和(g)，g=1，因為只有單極差計算。
K3為5.15d2*，式中d2*取決於零件數(m)和(g)，g=1，因為只有單極差計算。
d2*來源於表2；參見表D3，”質量控制和工業統計”A.J.Duncan.
附件五
計數值量規(短期方法)GO/NO-GO量規數據
零組件
量測者1量測者2123456789101112131415161718192術
語
關於其它術語定義
,見“統計過程控制
”(SPC)參考手冊.準確度:
觀測值和可授受的基準值之間同意的接近程度.方差分析:
一種經常用於試驗設計(DOE)中的統計方法(ANOVA),用於分析多組的計量型數
據以便比較方法和分析變差源.可視分辯率:測量儀器最小增量的大小叫可視分辯率.該數值通常以文字形式(如廣告中)來劃分測量儀器的分級.數據的分級數可通過把該增量的大小劃分為預期的過程分布範圍來確定.注:
顯示或報告的位數不一定總表示儀器的分辯率.例如,零件的測量值為29.075、29.080、29.095等,記錄為5位數.然而,該儀器的分辯率為0.005而不是0.001.評價人變差:
在一個穩定環境中應用相同的測量儀器和方法,不同評價人(操作者)對相同零件(被測體)的測量平均值之間的變差評價人變差(AV)普通原因測量系統變差(誤差)源.評價人變差通常被假定為與測量系統有關的”再現性誤差”,但這并不總是正確的(見再現性).偏倚:
測量的觀測平均值(在可重復條件下的一組試驗)和基準值之間的差值.傳統上稱為準確度.偏倚是在測量系統操作範圍內對一個點的評估和表達.校準:
在規定條件下,建立測量裝置和已知基準值和不確定度的可溯源標準之間的關係的一組操作.校準可能也包括通過調整被比較的測量裝置的準確度差異而進行的探測、相關性、報告或消除的步驟.核準周期:
兩次核準間的規定時間總量或一組條件,在此期間,測量裝置的核準參數被認定為有效的.能力:
以測量系統短期評定為基礎的一種測量誤差的合成變差(隨機的和系統的)的估計.置信區間:
期望包括一個參數的真值的值範圍(在希望的概率情況下叫置信水平).控制圖:
一種按時間順序以樣本測量為基礎的過程特性圖形,(這種圖形)用於顯示過程的行為,識別過程變差的形式,評價穩定性并指示過程方向.數據:一組條件下觀察結果的集合,既可以是連續的(一個量值和測量單位)又可以是離散的(屬性數據或計數數據如成功/失敗、好/壞、過/不通過等統計數據)設計的試驗:
一種包含一系列試驗統計分析的有計劃的研究,在試驗中,有目的改變過程因子並觀察結果
,以便確定過程變更之間的聯繫并改進過程
分辯力:
(別名)又稱最小可讀單位,分辯力是測量分辯率、刻度限值或測量裝置和標準的最小可探測單位它是量具設計蝗一個固有特性,并作為測量或分級的單位被報告數據分級數通常稱為”分辯力比率”,因為它描述了給定的觀察過程變差能可靠地劃分為多少級
明顯的數據分級:
能通過測量系統有效分辯率和特定應用下被觀察過程中零件變差可靠
地區分開的數據分級或分類.有效分辯率:考慮整個測量系統變差時的數據分級大小叫有效分辯率.基於測量系統變差的置信區間長度來確定該等級的大小.通過把該數據大小劃分為預期的過程分布範圍能確定數據分級數(ndc).對於有效分辯率,該ndc的標準(在97%置信水平)估計值為1.41【PV/GRR】.F比:在選定的置信水平上,用於評估隨機發生概率的一系列數據的組間均方誤差與同組內均方誤差之間的數學比率的統計表達.量具R&R(GRR)_:
一人測量系統的重復性和再現性的合成變差的估計,GRR變差等於系統內和系統間變差之和.直方圖:
分組數據的頻率的一種圖形表示(條形圖),用來提供數據分布的直觀評價.受控:
只表現出隨機、普通原因變差的過程的狀態(與無序、可指定的或特殊原因變差相反).只有隨機變差的過程操作是統計穩定的.獨立:
一個事件或變量的發生對另一個事件或變量發生的概率沒有影響.獨立和相同的分布:通常叫”iid”.一組同質的數據,這些數據相互獨立並隨機分布於一個普通分布之中.交互作用:
源於兩個或多個重要的合成影響或結果,評價人和零件之間具有不可附加性.評價人差別依賴於被測零件.線性:
測量系統預期操作範圍內偏倚誤差值的差別.換句話說,線性表示操作範圍內多個和獨立的偏倚誤差值的相關性.長期能力:
對某個過程長時間內表現的子組內變差的統計量度.它不同於性能,因為它不包括子組間的變差.被測體:
在規定條件下被測量的特殊數量或對象;對於測量應用一個定義的系列規範.測量系統:
用於量比一個測量單位或確定被測特性性質的儀器或量具、標準、操作、方法、夾具、軟件、人員、環境、和條件的集合;用來獲得測量的整個過程.測量系統誤差:由于量具偏倚、重復性、再現性、穩定性和線性產生的合成變差.計量學:測量的科學
ndc:
分級數1.41(PC/GRR)不可重復性:由於被測體的動態性質決定的對相同樣本或部件重復測量的不可能性.分級數:見ndc.]
不受控:
表現出混亂的、可指定的或特殊原因變差的過程的狀態.不受控的過程即統計不穩定.零件變差:
與測量系統分析有關,對於一個穩定過程零件變差(PV)代表預期的不同零件和不同時間的變差.零件間變差:
由於測量不同零件產生的變差.性能:
以測量系統長期評價為基礎的測量誤差(隨機的和系統的)的合成變差的估計,包括所有隨時間變化的顯著的和可確定的變差源.精密度:測系統在操作範圍內(容量、範圍和時間)的分辯力、敏感性和重復性的凈效果.在一些組織中,精密度和重復性具有互換性.事實上,精密度最經常用於描述測量範圍內的預期重復測量變差,這個範圍可以是容量和時間.通常建議使用比述語”精度”更具有描述性的分術語.概率:以已收集數據的特定分布為基礎的,描述特定事件發生機會的一種估計(用比例或分數).概率估計值範圍從0(不可能事件)到1(必然事件).一組條件或原因共同作用產生某種結果.過程控制:一種運行狀態,將測量目的和決定準則應用於實時生產以評估過程穩定性和測量體或評估自然過程變差的性質.測量結果顯示過程或者是穩定和”受控”,或者是”不受控”.產品控制:一種運行狀態,將測量目的和決定準則應用於評價測量體或評價特性符合某種規範.測量結果顯示過程或者是”在公差內”或者”在公差外”.基準值:被承認為的一個被測體的數值,作為一致同意的用於進行比較的基準或標準樣本:●
一個基於科學原理的理論值或確定值;●
一個基於某國家或國際組織的指定值;●
一個基於某科學或工程組織主持的合作試驗工作產生的一致同意值;該包含特定數量的定義,並為其它已知目的自然被接受,有時是按慣例被接受.注:與基準值同義使用的其它術語:已接受的基準值
已接受值
慣用值
慣用值
指定值
最佳估計值
標準值
標準測量
回歸分析:兩個或多個變量之間關係的統計研究.確定兩個或多個變更間數學關係的一種計算.重復性:在確定的測條件下,來源於連續試驗的普通原因隨機變差.通常指設備變差(EV),盡管這是一個誤導.當測量條件固定和已定義時,即確定零件、儀器標準、方法、操作者、環境和假設條件時,適合重復性的最佳術語為系統內變差.除了設備內變差,重復性也包括在特定測量誤差模型下條件下的所有內部變差.可重復的:
對相同樣件或部件進行重復測量的能力,被測體或測量環境沒有明顯的物理變化
重復:重復性行(相同的)條件下的多次實驗.再現性:
測量過程中由於正常條件改變所產生的測量均值的變差.一般來說,它被定義為在一個穩定環境下,應用相同的測量儀器和方法,相同零件(被測體)不同評價人(操作者)之間測量值的變差.這種情況對受操作者技術影響的手動儀器常常是正確的,然而對於操作者不是主要變差源的測量過程(如自動系統)則是不正確的.由於這個原因
,現現性指的是測系統之間和測量條件之間的均值變差.分辯率:可用作測量分辯率或有效分辯率,.測量系統探測並如實顯示被測特性微小變化的能力.如果對與標準零件之小於的任何零件的指示值與標準指示值概率相等,則測量系統分辯率
.測量系統的分析測量系統的分辯率受測量儀器以及整個測量系統其它變差源的影響.散點圖:
數據的X-Y坐標圖,用於評估兩個變更之間的關係.導致一個測量裝置產生可探測(可辯別)輸出信號的最小輸入信號.一個儀器應至少和其分辯力單位同樣敏感.敏感性是通過固有量具的設計與質量、服務期內維護和操作條件確定的.敏感性是用測量單位報告的.顯著水平:
被選擇用來測試隨機輸出概率一個統計水平,也同風險有,關表示為a風險,代表一個決定出錯的概率.穩定性:
既指測量過程和統計穩定性又指隨時間變化的測量穩定性.兩者對測量系統預期用
途都是重要的統計穩定性包含一個可預測的、潛在的測量過程,該過程在普通原因變差(受控)條件下運行.測量穩定性(別名漂移)代表測量系統在運行周期(時間)內對測量標準或基準的必要的符合程度.容差(公差):為了維持配合、形式和功能,與標準值或公稱值相比允許的偏差.不確定度:
同測量結果有關的一個參數,代表數值的分散特性,此數值歸結於被測體(VIM)是合理的,在給定的置信水平內,對一個測量結果的指定範圍描述,限值期望包含真實測量結果.不確定度是一個測量可靠性的量化表述.單峰:具有一種模式的一組鄰近的數據.
MSA分析报告
№：零件号和名称：被测参数：规格：量具名称：量具号：量具型式：日期：操作者：根据数据表：R=测量设备分析重复性—设备变差（EV）EV=R×K1=×;=;重复性—评价人变差（AV）AV=√[(XDIFF×K2)2—（EV2/nr）]XDiff=RP=%总变差（TV）试验次数K1230.88620.5908%EV=100[EV/TV]=100[/]=%%AV=100[EV/TV]=100[/]=%=√[(×)2—(2/3×10)]=;
重复性和再现性（GRR）GRR=√EV2+AV2）=√(2+2)=;零件数234零件变差（PV）PV=RPK3=×;=;567891总变差（TV）TV=√GRR2+PV2）=√(2+2）=;
所有计算的理论与常数的资料，请参考MSA参考手册第四版。K3评价人K2230.70710.5231n=
零件数量
r=
试验次数%GRR=100[GRR/TV]=100[/]=%0.70710.52310.44670.4030.37420.35340.33750.32490.3146%PV=100[PV/TV]=100[/]=%
ndc=1.41×(PV/GRR)=1.41×/;=≈;
结论：
相关热词搜索： MSA分析报告 分析报告 msa版权所有:巨匠文档网 2010-2024 未经授权禁止复制或建立镜像[巨匠文档网]所有资源完全免费共享
Powered by 巨匠文档网 © All Rights Reserved.。冀ICP备20016797号