MSA分析报告样本docxWord格式.docx
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12.74
12.80
13.00
13.821
4
12.963
19.847
12.820
15.470
12.890
12.917
12.777
12.843
12.893
12.910
Xa=
13.833
5
极差
0.150
0.060
0.120
0.170
0.110
0.070
0.030
Ra=
0.104
6B112.99019.84012.72015.69012.81012.92012.76012.82012.86012.84013.825
7杨亚可213.01019.85012.80015.84012.86012.98012.83012.90012.94012.90013.891
8
13.060
19.850
12.810
15.920
12.990
12.850
12.920
12.930
13.913
9
13.020
15.817
12.860
12.813
12.880
12.877
Xb=
13.876
10
0.010
0.090
0.230
0.100
0.080
Rb=
11C112.97019.88012.70015.81012.78012.90012.74012.81012.86012.84013.829
12程凤兰213.12019.85012.82015.99012.87012.97012.81012.88012.92012.88013.911
13
13.080
19.840
15.880
12.980
12.830
12.870
13.898
14
13.057
19.857
12.780
15.893
12.847
12.950
12.793
12.857
12.897
12.863
Xc=
13.879
15
0.040
0.180
Rc=
0.094
X=
13.863
16样品均值13.01319.85012.79215.72712.86612.94312.79412.86012.90012.883
Rp=
7.0578
]／[测
17
R=
[Ra=
0.1040]+[Rb=
0.0900]+[Rc=
0.0940定人数=
3]=
0.0960
数值计算
Xdiff=
[MaxX=
]-
]=0.0463
平均值的
[MinX=
UCLX=
UCLR
=
13.863]+[A2=
1.023]
×
[R=
0.096]=13.9611
[X
18均值图
第3
页，共18
页
LCLX
UCLR=
]-[A2=
1.023
]
[R=0.096]=13.7647
[
X
]×
[D4=
2.58]=
0.2477
R
19
极差图
LCLR=
[D3=
0]
0.0000
1.测试人员全距平均值的平均值.
2.测试人员中的每个测试人员测试数据的平均值最大值与最小值之差.
3.测试样品中每个样品的平均值中最大值与最小值之差.
零
件
变
差
（P
V）
:
指
与
之
间
的
第4页，共18页
分
级
数
（
nd
c）
覆
盖
预
期
产
品
所
用
不
重
叠
97
%
置
信
区
第5页，共18页
说明:
①2
次测
量时
D4=3
.27,
A2=1
.88;
3次
测量
时
D4=2
.58,
.023
;
7次
以内
D3=0
UCL
R表
示全
距的
极限
值。
②
圏出
那些
超出
值,
查明
原因
并采
取纠
正措
施。
让同
一操
作者
使用
相同
的量
具用
原来
的方
法重
新读
值;
或剔
除这
些数
并
第6页，共18页
从
其余
的观
测值
中重
新平
均和
计算
R,以
及其
限值
。
第7页，共18页
量具重复性和再现性报告
测定日:
品番/品ELF0607R
量器名数字毫欧
A-122J-
表
PF
报告者:
评估特
RDC
量器编
号:
工序位
置:
21.0mΩMax
规格值:
温
度：
湿48%
Rp=7.0578
数据收
Xdiff=0.0463
集表:
测量单元分析
总变差%（TV）
第8页，共18页
1.
重复性
－装置
变差
（EV）
EV＝R×
K1
测定次数
2次
＝
0.5908
0.8862
＝0.05672
2.
再現性
－測定
者变差
（AV）
（Xdiff×
%EV＝100%×
[EV/TV]
100%×
＝0.05672/2.22
121]
＝2.55%
2
AV＝K2）-
EV/nr
%AV＝
[AV/TV]
（0.0463
0.5231）
0.0567
/（10×
3
）
0.021910
测定者数
n=样品
数量
K2
0.7071
0.5231
r=测量
次数
＝0.02191/2.22
＝0.99%
3.
和再现
性
%GRR＝[GRR/TV]
（GRR
GRR＝
EV２
＋
AV２
＝0.06080/2.22
0.05672
0.02191
样品数量
K3
2.74
0.06080
4.
样品变
（PV）
PV＝
R×
K
0.4467
%PV＝
P3
[PV/TV]
7.05778
0.3146
0.4030
＝[2.22038
/2.22121]
2.22038
6
0.3742
99.96
5.
7
总变差
0.3534
（TV）
第9
TV＝
GRR2＋
0.3375
ndc＝1.41×
PV2
[PV/GRR]
1.41×
＝0.06080+2.2203890.3249＝[2.22038/0.06080]
＝2.22121100.3146＝51.492～51
MSA
调查
结果:
可接受
1.%GRR=
2.74%,
接受条
件:
%GRR≦
10％
通常认为测量
系统可接受;
根据制品用途
ndc
=51
10%<
%G
RR≦30%
的重要性、计
量装置成本及
3.Xchart:
有约
100.00%
均值在控
制限之外
所有的点
4.Rchart:
都在控制范围之内
合格
合格GRR%>
30%
4.Ｘ
chart:
维修成本等方
面的考虑,可
能是可接受
的;
不可接受,发
行改善对策
书,采取纠正措施;
有约50%或更
多的均值落在
控制限之外;
第10页，共18页
备
注:
5.R
所有的点都在
控制限之内
如果分类数量小于2,则测量系统对于控制该过程毫无价值,它全是干扰
一个零件不能指定与另一个零件不同.
如果分类数量等于2,它意为着数据只能分为高低两组,然后这只能等同
于计数型数据.
第11页，共18页
承认:
确认:
如果分类数据等于3,则数据能分为高低中三组,这是一个稍微好的测量
系统.包含4个或更多的分类系统或比前三个例子好的多.
第12页，共18页
第13页，共18页
控制中心线为10个样品均值的平均值,控制上限其与D2R之和（控制下限为其与D2R之差）,而在这里测量中产生的.所以X控制图为测量过程中可能产生的一个
控制界限,而测得10个产品的平均值最接近产品的实际值,代表了产品的实际过程式变差,若产品的实际过程变差比测量带来的误关还要小的话
则其太部分点落在测量误差控制界限内.
如果所有极差都受控,则所有评价人在做同样的工作,如果一个评价人失控,则他的方法不同于其它评价人.如果所有评价人都有一些
失控的极差值,则该测量系统对评价人技术是敏感的
需要改进以获得有用的数据.
计
算
控
测
制
定
限
番/
器
值
名
日
ELF0607RA-122J-PF
称:
数字毫欧表
期:
评
估
器HC-
记罗
特
编180
录丽
01
者:
华
21.
规0m
格Ω
器AX-
值Ma
规114
x
格:
N
A张文娟
B杨亚可
C程凤兰
价
X=13.8629UCL=13.96080889LCL=13.76496889
第14页，共18页
20
18
16
12
11
评价人A
评价人B
评价人C
CL
LCL
R＝0.096UCL＝0.2477LCL＝＊
0.300
0.250
0.200
0.150评价人C
第15页，共18页
0.050
0.000
评价者评价人A评价人B评价人C
1
23
56
910
12
8910
45
第16页，共18页
12.
19.
15.
980
840
780
550
850
930
790
860
890
990
720
690
810
920
760
820
970
880
700
900
740
读
13.
030
480
800
870
910
010
830
940
120
380
960
000
060
080
总和
38.
59.
46.
39.
47.
89
54
46
41
67
75
33
53
68
73
06
45
58
44
64
63
170
570
340680
540
380570
590
963
847
470
917
777
843
893
020
817
813
877
057
857
950
793
897
863
第17页，共18页
备注:
0.1
0.0
0.2
50
60
70
30
90
00
80
40
有
以
上
均
落
在
平
图
外,
且
极
中
点
都
内.
第18页，共18页
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