田口品质工程之应用.docx
《田口品质工程之应用.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《田口品质工程之应用.docx（19页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
田口品质工程之应用
田口品質工程之應用
導光板印刷條件對輝度之均齊度影響因素探討
義守大學工業管理系
指導教授：
鄭燕琴博士
組員：
陳雅惠婁豫屏陳美君吳宜芬盧臆如
摘要
田口之堅耐設計方法應用在相當廣泛的領域中，如：
電機、汽車、光電、化工及電子計算機等產品之設計開發工作中，因此其推廣應用非常迅速。
今日若要設計製造低成本、高品質的產品，很少不引用田口博士的堅耐設計方法。
本研究係應用田口之實驗設計方法，從事改善瑞儀光電公司所研發生產導光板之輝度（brightness）與均齊度（uniformity）問題。
導光板經一系列的印刷過程後，可能會因參數水準設定不當，而造成導光板輝度與均齊度不良；影響輝度與均齊度之因子約有14個，本文建議採用
之直交表實驗設計，在只考慮主效果下，討論14個因子對輝度與均齊度之影響，並找出最佳因子之組合；經實證實驗後之輝度與均齊度已能滿足顧客之要求。
關鍵字：
輝度、均齊度、ＳＮ比
壹、研究動機與目的
一、研究動機：
瑞儀公司所研發生產之導光板其輝度與均齊度（差異程度）均為品質上被顧客要求之重點，由於目前印刷機台操作條件及烘乾條件之水準設定係依照研發工程師之判斷，以經驗及試誤法尋找最佳的生產條件組合，不但耗時不經濟，且不易滿足顧客需求之品質水準；因此，全體研發及生產同仁全力學習田口品質工程技術，擬應用直交表實驗設計方法，尋求品質之改進以滿足顧客需求。
二、研究目的：
本實驗設計之目的約有下列數端：
1.運用最少之實驗次數、時間及實驗成本，找出影響導光板輝度與均齊度最顯著之因素，並找出最佳之印刷條件組合，提昇產品品質，滿足顧客需求。
2.訓練研發生產同仁，提昇研發水準並加強品質意識。
3.熟悉田口實驗設計技術，做為不斷改進之基礎。
4.加強分工合作，協調溝通的技巧。
貳、製程分析及可控因子標示
在印刷過程中，是利用刮刀將固定比例
之油墨刮印於網版上，再轉印於導光板上，
接著使用烘乾爐將油墨烘乾；而印刷前後條件之設定亦是影響光學效果好壞之要因。
印刷流程，如圖一：
圖一、印刷流程圖
參、實驗設計與實施
一、名詞界定：
1.輝度：
將每一片導光板劃成25區，區內經由儀器測量其光亮之度數，度數越大越好。
2.均齊度：
導光板25區輝度彼此間之差異程度，其差異程度越小越好。
二、品質特性：
由於瑞儀公司之輝度已達顧客要求水準，因此本次實驗之品質特性（y）為導光板經過印刷後其輝度之均齊度，期望導光板上輝度之差異愈小愈好（望小特性）。
三、可控因子：
此實驗可控因子之選取，係由所有研發及生產工程師多次研討所選取出來的，共14個因子，每個因子以二水準執行實驗，如下表所列：
（表1）
表1 二水準可控因子之說明
項目
可控因子
水準一
（現行）
水準二
（新案）
A
成形品放置天數
24hr
48hr
B
油墨比例
1:
21
1:
17
C
印壓
1mm
1.5mm
D
刮刀速度
2700r.p.m
2000r.p.m
E
烘乾溫度
55C
60C
F
烘乾速度
50r.p.m
35r.p.m
G
粘度大小
5.5pas
7pas
H
起網速度
1sec.
0.8sec.
I
板距
2mm
1.5mm
J
印刷後檢測時間
30min.
10min
K
刮刀角度
50
70
L
刮刀使用時間
新
4hr
M
網板張力
0.35
0.3
N
入光處厚度差
0.05mm
0.15mm
四、研究工具：
1.公式：
本實驗每一片導光板所得之品質特性（y）資料，先應用吳建福博士（Dr.C.F.J.Wu,1986）所提供之轉換公式（4.1）轉成SN比值，
SN＝-logS2………………………4.1
其中
，應用鄭燕琴博士（1995）提供之轉換公式（4.2）轉成差異值Dij，
……………4.2
上式
，為每一導光板不同位置上輝度相互間之差異值，若
＝0，表示絕對完美的均齊度，由於
為望小特性，因此可以利用田口博士（1986）所提供之公式（4.3）轉換成SN比值，
SN＝-10log
…………4.3
其中
。
2.直交表及因子配置：
此次實驗共有14個二水準之可控因子，可採用
之內直交表，而每一實驗組合下各實施五次重複試驗（5片導光板），其因子配置表如下：
（表2）
表2因子配置
直交表
A
B
C
D
E
F
G
H
I
J
K
L
M
N
e
NO
成形品
放置
天數
油墨
比例
印
壓
刮刀
速度
烘乾
溫度
烘乾
速度
粘度
大小
起網
速度
板
距
印刷後檢測時間
刮刀角度
刮刀使用時間
網板張力
入光處厚度差
誤
差
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
2
1
1
1
1
1
1
1
2
2
2
2
2
2
2
2
3
1
1
1
2
2
2
2
1
1
1
1
2
2
2
2
4
1
1
1
2
2
2
2
2
2
2
2
1
1
1
1
5
1
2
2
1
1
2
2
1
1
2
2
1
1
2
2
6
1
2
2
1
1
2
2
2
2
1
1
2
2
1
1
7
1
2
2
2
2
1
1
1
1
2
2
2
2
1
1
8
1
2
2
2
2
1
1
2
2
1
1
1
1
2
2
9
2
1
2
1
2
1
2
1
2
1
2
1
2
1
2
10
2
1
2
1
2
1
2
2
1
2
1
2
1
2
1
11
2
1
2
2
1
2
1
1
2
1
2
2
1
2
1
12
2
1
2
2
1
2
1
2
1
2
1
1
2
1
2
13
2
2
1
1
2
2
1
1
2
2
1
1
2
2
1
14
2
2
1
1
2
2
1
2
1
1
2
2
1
1
2
15
2
2
1
2
1
1
2
1
2
2
1
2
1
1
2
16
2
2
1
2
1
1
2
2
1
1
2
1
2
2
1
五、資料處理：
根據收集之原始資料，導光板上共有25個輝度值，導光板之配置（模組：
５*５）如下圖所示：
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
圖二．導光板配置圖
經由現場工作人員將導光板上之光學輝度值測量出來並記錄後，我們可以得到25個輝度值。
本次實驗共有16組，而每組實驗中有五次重複試驗，即為5片導光板模組，所以總共需80片導光板，實驗資料值依照（4.1）與（4.3）之公式分別進行運算求出SN比值，運算結果請見原文附錄，其中第十二組及第十三組部份資料遺失（missing）。
利用兩種公式運算的目的係相互印證是否有所不同，結果顯示並無差異存在；除此以外，本實驗也應用傳統的變異數分析法（ANOVA）進行分析，結果仍然相同。
肆、實驗分析
一、回應圖：
利用回應表將各因子之T1與T2之值製成回應圖，檢視T1與T2之差異情形。
將所有因子之回應圖歸納在同一張紙上，便可清楚地看出每個因子間差異的大小
1.Dr.C.F.J.Wu之-logS2公式
圖三．ＳＮ＝-logS2之回應圖
2.以SN＝–10log[
*
]公式：
圖四．ＳＮ＝–10log[
*
]回應圖
二、交互作用分析：
交互作用可由交互作用圖來觀察，觀察其是否有交叉情形，若有交叉狀況，則表示兩因子間已有交互作用的情況存在
1.以SN＝-logS2公式計算：
圖五．ＳＮ＝-logS2公式之交互作用圖
2.以SN＝–10log[
*
]公式：
圖六．ＳＮ＝–10log[（1/n）*
]之
交互作用圖
三、傳統變異數分析：
因為由回應圖觀之，可發現C、E、H、K四個因子之｜T1-T2｜（Effect效應）極小，故將此四因子納為誤差因子來計算。
其中SS（平方和）＝
。
表3 ＳＮ＝-logS2公式之ANOVATABLE
因子
SS
d.f
MS
F
F0.05
F0.01
A
0.0296
1
0.0296
2.5351
6.608
16.260
B
16.2570
1
16.2570
1392.3433
**
D
0.3181
1
0.3181
27.2439
**
F
0.0353
1
0.0353
3.0233
G
0.2663
1
0.2663
22.8075
**
I
0.2581
1
0.2581
22.1052
**
J
1.1578
1
1.1578
99.1607
**
L
0.0289
1
0.0289
2.4752
M
0.3226
1
0.3226
27.6293
**
N
0.1505
1
0.1505
12.8897
*
e
0.0584
5
0.0117
*表在
=0.05時顯著
TOTAL
18.8826
15
**表在
=0.01時顯著
表4–10log[（1/n）*
]公式
之ANOVATABLE
因子
SS
d.f
MS
F
F0.05
F0.01
A
2.840
1
2.840
2.166
6.608
16.260
B
2092.697
1
2092.697
1595.968
**
D
32.172
1
32.172
24.536
**
F
3.602
1
3.602
2.747
G
26.812
1
26.812
20.448
**
I
25.583
1
25.583
19.511
**
J
116.597
1
116.597
88.921
**
L
2.838
1
2.838
2.164
M
32.140
1
32.140
24.511
**
N
15.039
1
15.039
11.469
*
e
6.556
5
1.311
*表在
=0.05時顯著
TOTAL
2356.876
15
**表在
=0.01時顯著
伍、實驗結果分析
一、最佳組合：
1.以SN＝-logS2公式所算出的最佳組合為：
B1J1M2D2G2I2N1F2A2L1C1K1H2E1
表5最佳條件組合１
排名
項目
可控因子
最佳水準
1
B
油墨比例
1:
21
2
J
印刷後檢測時間
30min.
3
M
網板張力
0.3
4
D
刮刀速度
2000r.p.m
5
G
粘度大小
7pas
6
I
板距
1.5mm
7
N
入光處厚度差
0.05mm
8
F
烘乾速度
35r.p.m
9
A
成形品放置天數
48hr
10
L
刮刀使用時間
新
11
C
印壓
1mm
12
K
刮刀角度
50
13
H
起網速度
0.8sec.
14
E
烘乾溫度
55C
其最佳組合除D、M次序不同外，與表9的ANOVATABLE所計算出的結果排名順序相符（B，J，M，D，G，I，N，F，A，L）。
最佳組合SN比值估計如下：
=-17.346-18.220-18.347-18.348-18.360-
18.362-18.392-（-7*18.489）
＝-16.441
2.以SN＝–10log[（1/n）*
]公式所算之最佳組合為：
B1J1D2M2G2I2N1F2A2L1C1K1H2E1
表6最佳條件組合２
排名
項目
可控因子
最佳水準
1
B
油墨比例
1:
21
2
J
印刷後檢測時間
30min.
3
D
刮刀速度
2000r.p.m
4
M
網板張力
0.3
5
G
粘度大小
7pas
6
I
板距
1.5mm
7
N
入光處厚度差
0.05mm
8
F
烘乾速度
35r.p.m
9
A
成形品放置天數
48hr
10
L
刮刀使用時間
新
11
C
印壓
1mm
12
K
刮刀角度
50
13
H
起網速度
0.8sec.
14
E
烘乾溫度
55C
其最佳組合與表5的ANOVATABLE所計算出的結果排名順序完全相符（B，J，D，M，G，I，N，F，A，L）。
最佳組合SN比值估計如下：
=-188.442-197.179-198.460-198.461-
198.584-198.614-198.909-（-7*199.8785）
=-179.378
二、交互作用之影響：
原先之因子配置中是不考慮交互作用之影響，但是若將此次實驗交互作用之考量加入直交表中，則會有以下之交絡情形：
（A＊B與C），（A＊C與E），（B＊C與F），
（A＊D與I），（B＊D與J），（C＊D與L）。
而依照之前所繪出之交互作用圖中，可知唯有AxC有明顯之交互作用（見圖三與圖四）而與ＡＣ交互作用交絡之因子為Ｅ因子，我們可從最佳組合中看出，Ｅ因子之效應（Effect）極小，不足以影響最終之最佳組合。
所以我們可歸納出：
Ｅ因子對最佳條件組合之ＳＮ比影響非常小，由此我們可以知道，雖然ＡｘＣ與Ｅ是交絡的，但仍不足以影響最佳解，故此次因子配置實驗應屬成功
陸、驗證實驗與結論
一、驗證實驗：
在找出最佳解及求出其預測值之後，要進行驗證實驗。
若驗證實驗所得的結果較預測值佳，或較原有製程好，則可以大量生產。
若所得之驗證結果與預測估計值相差很遠，則表示品質特性的可加性差。
以下則為驗證實驗之結果：
表7 驗證實驗表
公式
驗證數
-logS2
-10log[（1/n）*
]
TS1
-3.35328
-36.5363
TS2
-3.24400
-35.4483
TS3
-3.29872
-35.9950
TS4
-3.19235
-34.9311
TS5
-3.54786
-38.4887
TS6
-3.38998
-35.4483
TS7
-3.37952
-35.9950
TS8
-3.30494
-34.9311
TS9
-3.29983
-38.4887
TS10
-3.21217
-36.9099
SN（相加）
-33.22260
-363.1730
平均
-16.61130
-181.5860
而實際值再分別與預測估計值與現行值相比較，下節將討論最佳組合之可行性。
二、改善前後之不良率
瑞儀光電自86/08起應用田口品質工程於改善導光板印刷工程後，導光板印刷不良率由應用前平均7.26%降至應用後平均2.90%（見表），減少約4.36%，良品數亦由76,706PCS增加為138,401PCS。
表8導光板印刷不良率推移
月份
86/06
86/07
86/08
86/09
86/10
86/11
86/12
87/01
87/02
投入數
82,839
89,924
129,180
73,607
81,587
69,113
125,095
88,048
142,714
不良數
6,133
6,393
4,482
2,564
2,243
2,109
2,889
1,975
4,313
良品數
76,706
83,531
124,698
71,043
79,344
67,004
122,206
86,073
138,401
不良率
7.40%
7.11%
3.47%
3.48%
2.75%
3.05%
2.31%
2.24%
3.02%
平均
不良率
7.26%
2.90%
在成本低減方面，每PCS導光板印刷單位成本為27.39元，以不良率降低4.36%乘上87全年度預計生產3,168仟PCS，計可節省約3,783仟元。
三、結論：
導光板之印刷過程，會因為印刷機台本身操作條件設定及烘乾過程，而導致導光板光學均齊度產生變化；印刷過程受到下列因子，如：
成形品放置天數、油墨比例、印壓、刮刀速度、烘乾溫度、烘乾速度、粘度大小、起網速度、板距速度、板距、印刷後檢測時間、刮刀角度、刮刀使用時間、網板張力、入光處厚度差等條件所影響；而此次實驗分析中所使用的兩種方法：
1.S/N比（-logS2、
–10log[（1/n）*
]）
2.ＡＮＯＶＡ變異數分析
其中S/N比的兩種計算方法，最終之最佳組合條件水準完全吻合，而由傳統變異數分析觀之，其組合條件依然相同。
而由於本公司是屬於精密產業，在希望產品品質達到最佳狀態下，不考慮到成本問題，因此在最佳組合的選擇上，不考慮成本問題將可控因子全部納入改善製程的範圍內，即使同一因子中的兩個水準值相差不大，仍須選擇較佳之水準。
而交互作用部分，也因有交互作用之ＡＣ因子，與Ｅ因子交絡，但並不影響最終組合之S/N比，結果如下：
（表８）
表9驗證與現行及預測之分析
公式
項目
-logS2
–10log[（1/n）*
]
現 行
-17.566
-190.608
預 測
-16.441
-179.378
驗 證
-16.611
-181.586
|驗證－現行|
0.955
9.022
|驗證－預測|
0.170
2.208
由上表可知：
驗證後之實驗組合與現行方案的實驗組合相比之下較大，SN比皆有增加，亦即本實驗依照田口博士的意見，他認為可加性差的原因是因為其中存在著交互作用。
而由上表15可知：
本實驗可加性佳，即再現性佳，代表著交互作用可以忽略，故本實驗設計實屬成功。
三種分析方式中，鄭燕琴博士之SN比法與傳統變異數分析（ANOVA）法，所得結果完全吻合。
因此，若要分析均齊度（差異程度）的資料，此法為有效的工具。
參考文獻
1.鄭燕琴”田口品質工程技術理論與實務”，中華民國品質管制學會出版，中華民國八十四年十二月。
2.鄭燕琴、紀勝財，“自動化銲接系統可靠度分析”，銲接與切割第７卷第５期，中華民國八六年九月。
3.BoxHunter&Hunter,StatisticsforExperiments,Wiley,NewYork.（1978）
4.M.Hamada&C.F.J.Wu.”ShouldAccumulationAnalysisandRelatedMethodsBeUsedforIndustrialExperiments?
”Technometrics（November1986）vol.28no.4：
pp.302-306.
5.RamonV.Leon．AnneC.ShoemakerandRaghuN.Kacker.“PerformanceMeasuresIndependentofAdjustment：
AnExplanationandExtensionofTaguchi’sSignal-to-NoiseRatios”Technometrics（August1987）vol.29no.3：
pp.253-265.
6.VijayanN.Nair“TestinginIndustrialExperimentsWithOrderedCategoricalData”Technometrics（November1986）vol.28no.4：
pp.283-291.
升级会员 