автореферат диссертации по информатике, вычислительной технике и управлению, 05.13.07, диссертация на тему:Информационный метод контроля в комплексном автоматизированном производстве

НУЖНОЙ ЕОаУДАРОШНШЙ УЩБЕРСИт / /

■ • рк

Для служебного пользования Экз. Ш 7/

На правах рукописи

КОаЮБА Надеада Олеговна /1(о£ил>

¡ШШШАЦЛОШЬЙ МЕТОД КОНТРОЛЕН В ШЫНЕКШМ! ШШШШРОШШШ ПРОИЗВОДСТВЕ

ш

Специально сгы 05,13.07 - Автоматизация технологических

процессов и производств

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации яа соискание ученой степени кандидата технических наук

Тула - 1995

Для служебного пользования ' I Инн.

Работа выполнена в Тульском государственном университете

НарЧННИ РУКОЕОДИТОЛМ

•доктор технических наук, профессор В.Г.Григоровн Официальные оппон8«гы:

доктор технических наук, профессор Н.Н.Шамарян

кандидат технических наук А.А,Мурашов

Водущее предприятие: акционерная компания "Центральный научи исследовательский институт систем управления"

Защита состоится ноября 199& года в 14-ОР в учебном

корпусе #;9, ауд.101 на заседании диссертационного совета Д.ОьЗ,47.04 Тульского государственного университета (300600, г.Тула, пр.Ленина, 92).

С диссертацией дажяр оэиакоадгься в библиотека Тульског государственного университета.

Ваш отзыв нз автореферат в одной экземпляре, заверенный печатью, просим направлять по указанному адресу.

Автореферат разослан " " октября 1995 г,

Ученый секретарь диссертационного совета

к.т.н., доцент х***-4' °»г»йорякин

Общая характер а о тика работ

Анализ систомы ойаепечанш качества продукции производства боеприпасов стрелкового оружия (ШО) всадил основиой еа недостаток - констатируктий, запаадшающяй характер рагулиро-вашш технологического процесса (ТЮ* Лол-ацлй я основ« регулирования альтернатами«! принцип контроля, несмотря на оперативность и экономичность, сказннаотся мало э^'октнвн 12.1 для управления Ш с. цальв предупреждения появления брака, В розуль-тате увеличивается трудоемкость контроля, свинаотся эффективность производства, Диссартационлая работа направлена на решение задачи повышения информативности контроля по альторла-тивному признаку путем разработки новых шгодов пналлза резум-татов контроля и внедрения на ах основе новой методики регулирования ТЛ и приемочного контроля, ксготша позволили би осуществлять оперативное управление ТП производства и;1,

А к у-а л Ы1 о с в1 ъ г а. м ы связала с сокращенней затрат на производство- вооружений и иоойходамоегьп аоьшаиия их функциональных характеристик. Работа выполнялась и соответствии с научно-технической программой "Конверсля ¡1 зшеокма технологии" Государственного комитета Российской вадерапдя по выошаму образованию.

Диссертация является результатом исследованйД, выполнению: а рамках научно-исследовательских работ Тульского государственного зниверситета н период с 19-ЭЕ па 1995 г,г, (то:ш .К57102, 57201/020, 57302/085, 37,09КВ1), дешшшгелю которых являлась йЕТор.

Ц а л. ь р а 0 о т ш разработка методов анализа состояния технологических процессов, повшипкдос информативность контроля по альтернативному признаку, ойосаечлнащих иошпо-лпо &1$фективвостн комплексного автоматизированного производства (КАП) на базе автоматических роторных, линий (АРЛ), снижение трудоемкости и сейестошлосги систвми обеспечения качества продукции»

Авторзащи. щает:

I. Информационный катод анализа точности й стабильности '¿•ахнологлческогЬ проаосса на основа контроля по альтернативному признаку.

2» Мегодшсу регулирования технологического процесса на основе контрольных карт альтернативного среднего, карг наладчика и контрольных карт дисперсии.

3. Мвформацлоннуз модель приемочного контроля по альтернативному признаку. Алгоритм формирования шкТсрмациошщх цла-нон контродк.

4, Рексмпидацнл по использованию информационных .методов сбеспэчсьпя качества продукции в КАД на база АРЛ,

Общая методика исследования знключаотся в анализе состояния сисгеми обеоаечанид качества яродукпиа производства КО, аЗфакпшюсзд пршвяябиш «отодов оцен::и результатов контроля параметров лзделай.

Результаты анализа определили иеойходяиость разр^опш ковш: методов анализа, точности и стабильности ТП к приокочно-го контроля качества продукции. Теоретические положолся раба-' ки базируются на методах гооряп вероятностей, магематияаской' егагистакл, кюрии информации, имитационного моделировавши

Лэ«тоЕ9р]гость научных иояокеняЯ, шгсодов а рокомэидацай подтверздена розультатшл дюдалярозшная с ломоуыо ЭШГ"сравнением результатов моделирования С' теоретическими виаодаал в пзээетниаш методами, 8(]фет;гявлосгью вяедроная.прэдлагзьлйяс ыотодоа в производство.

Научная новизна, состой з разработке мате- ■ натячэского обэсяочвяия рогулировандя ТП и приемочного копт-роля качество, поншкадаго янформотиЕнлс-ть контроля ко аль-сориагнвно?^ признаку и позволяющего разработать авгомагязи-рокшпую систему управления иачеотсоч продукции.в КАЛ.

Нов ы о и н у ч н ы о р о з у л ь т. а г ы:

I. Получено уравнение, связынаэдао результаты контроля параметров иадавиЛ пре'дальншя -калибр«.;.* с оаанкой центра

асоояния распоров - альтернативным сродним» Установлено, что асяродолепив алътериятитюго среднего сходится к Нормальному асрредэлоиию.

2. На основании установленного свойства нормальности распределения альтернативного среднего построен критерий значи-осгд смоиеияя центра рассеяния размеров относительно саредп-н поля допуска.

3» Разработаны алгоритмы расчету лрясмгчных чисел услано дефектных изделий в выборг.о для оценки смепения центра рас-еяния размеров» настроили оборудования, изменения дисперсии.

4, Предложена кнфощащюннвя иодом приемочного контроля :о альтернативному признаку, функционально связываются объемы :артии я выборки. На база модели разработан алгоритм '(хдапро-«дам лл^ормацлонннх аланов контроля, учитывающих риск яагото-штоля Я' требования потребителя к средаому выходному уровню ;офектности»

II р а к т и ч э о к а; я ц в н н о с т ь р а б о т ы

Идя совершенствования сущеотвувдей системы управления ^частном продукции в КАП предложена методика регулирования Я, дакщая воаможяоеть производству БСО перейти от запаздн-нзпцей форма регулирования я опёравивной, Использование прод-[агаомой методики регулирования Ш л сформированных ин^ормацио-;ных планов контроля в КАП позволяет снизить трудоемкость конт-юля и себестоимость системы обеспечения качества БСО,

Реализация результатов р а. б о ? ц | промышленности.

Использование разработанных рекомендаций» методики. регу-шрования ТП, программ для ЗН.1 на предприятии АООТ "Тульский' итронный завод" позволило снизить трудоемкость контроля на 17;» 1а счет ученьаеяия объема контроля и уменьшения условного брп-¡а,

Ларобацяя работы

Основные полоасения и результаты диссертационной работы юкладывалис?! на метДуяародлом конгрессе "Кояяорсля, наука,' образование" (Туда,-ТулГТУ, 1993т.), Всероссийской научно-[рактнч?ской конференции- "Высшая школа Россия и конверсия"

*

б

(Uociioa, ПАИ, 13Ш г»), цаучно-гшшическвх конференциях ТулГУ (IS21-1255 г.г,), «q: засаКайва «а$здрн '•Авгоиагачаавдо роторино ланаа* (I9S5 г«}«

Е у ö л л к е. п. е. к. IIa геяа диссертации опубликовано 6 работ,

Cipyüi jp & н объем, paöoiu, Диссертаг-щюнняя работа состоит кз введения» чвтнрех разделов, закличе-вия, приложения а списка литсратури из IIB наяманованай. Работа изложена на 142' страницах машинописного текста', иллюстрируется 20 рисуцкаш и содержит 23 таблицы,

(ЩВРИАШШ' РАБОМ

В л о р р о w разделе проведен анализ состояния снотеш обеспечения качества EGO, рааскйтрани суадесгвунциа ма-содц огатиотипоасого рагхлароБаваа а тагсроля,' возможяоссв применения теории ш^ормацш! i; иадачет управления тахиологи-ч«окши процессами КАП,

¡контроль й зиравлоапа качество« продукц-'д е производства EGO осуществляется на оазо снотши непрерывных нриемо-одаточ-них испытаний, предусматривающей совмещение статистического регулирования л Непрерывную сдачу продукции заказчику. Производительность АРЛ составляет |80 > 200 шт/шп, Интервал отбора ваборок - 30 t 60 кинут» Контроль издали?; производится по альтернативному признаку (изделия разделяются на'годные и дейокт-ние), Иц^юриатЬвяооть контроля низкая, поскольку он констатирует появление брака» но не да ei' возможность своевременно оценить смещение центра рассеяния размеров к 'граница, допуска, чтобы осуществить предуцретдокизе уарыушщра воздействие, Причины появления брака сьяаани и с расоеяниеа уровней настроНки инструментального блока. ПастроНка блока проводится вне мши, в конструкции блока отсутствуй? устройства визуального контроля уровня настройки. Чтобы достигнуть необходимого уроввя настройки, наладчик контролирует несколько дробных изделий .и неоднократно снимает и устанавливает инструментальный блок, что приводит к простоям линий и силченап их действительной производительности,

Существующие метод« анализа точности и стабильности TII

псяоешш яа контроле по количественному признаку. Работы Н.А.Бородачева^ А.К.Кутея» Х.В.Кордоаского, И.И.йченопа, И,С.Солонина и других способствовали внедрению методов в производство. За рубежом- для статистического регулирования Ж широко используются контрольные каргн У.-А.Шухартя, Д.0эй-нина, Л.Иольсона, зонная карта-, карга- о использованием узких границ контроля. Однако методы анализа точности и стабильности ТЕ я контрольные карты кочлчаотвошигх характеристик состояния! процесса - среднего арифметического значения п дисперсия - трудоемки. Оперативность пол'Чения характеристик состояния ТП о лх помощью не соответствует производительности AF.il,

К недостатком спстеми обеспечения качества ЮО следует отнести нерационально составлетшз манн приемочного контроля. Расчет пряс;,тачного числа проводится в соответствии с долуще-ялям о пропорциональном распределении числа дефекта изделлГ в выборке и партии. Однако -аспределение числа дейэкттгх изделий в выборке более счоэдое - гшвргеометрическое. Поэтому принятое допущение приводит к большому риску необоснованного возврата, партий на разбраковку. Отсутствует обоснование принятых объемов выборок,

Опяяении затрат на сценку качества готовой продукции массового производства способствует применение статистических методов приемочного контроле. Большой вклад в их разработку внесли отечественные и зарубежные учение А.Н,Колмогоров, А.К. Кутай, Х.Б.ГСордонскиЯ, Б.В.Гнеденко, ¡О.К.Беляев, С.Х.Сяратая-нов, В.А.Яаппдус, Я.П.Лумачьскпй, Х.Доди, Х.Рог/аг, Д.Коуден, А.Вальд, И.Больгюпяи, АДальд, Б.Хонсои и другие. Обьом контролируемой портил БСО достигает I млн. изделия. При током объеме партии в существующих моделях приемочного контроля по альтернативному признаку принято допущение о замене ^.шергоо-штрпчеспого распределения распределением Пуа :спа. Но в стсм случае теряется связь меету объемами партии и ыйоркя.

Поскольку методу анализа точности л стабильности ТП, статистического регулирования и коитро1"1!, осповант.'.о. но математическом аппарате теории вероятностей н ютенатлческой статистики, на отвечают воем особенностям производства БСО, нр ка-

федре "Автоматические роторные линии" Тульского государственного университета разрабатываются методы информационного сопровождения тохнблог-ичешк процессов КАП. Методы основаны на. донятое теории информации - "энтропия" и "инфрмация", предло-нэннщ Р.Хартля, К.Шенноном, Н.Винером.

Разработкой математического аппарата теории информации и исследованием ее связи с теорией вероятностей и математической статистикой занимались Р.Я.Лобрупми, Л.Я.Хинчнн, Д.В.Ллндли, М,Розеибяат-Рот, Ы.Сакагучи, М.С.Пинскер, Р.Л.Стратонович, С.Кульбак и другие. Информационные принципы управления системами и процессами излагается в работах Б.Н.Петрова, И.Д.Кочу-биевского, Н.С.Райбмана, В.Ы.Чадеева, А.Б.Солодова.

Использование основннх понятий теории информации оказалось эйыктиннш в задачах управления а контроля в производство ШО, В работах Й.А.Клусова, В.Ф.Прейса, А.Р.Сафаряпаа предложен информационный метод оценки достоверности работы контрольных роторов АРЛ. Благодаря работам В.Г,Григоровича, Ю.А.Глибшш, С.В.Ццина, A.G.Горелова, Н.А.КораблиноЗ'1 разработано научное обоснование возможности применения методов теории информации к решении задач управления технологическими процессами автоматизированных производств. Предложенное и апробированное в производстве БСО информационное сопровождение Ш позволило получать необходимые для управления количественные показатели состояния ТП пс результатам контроля по альтернативному признаку.

Предлагаемая работа освовигаегся на разработанной выше-упомянугшш учеными концепции иы^ориацнонного сопровождения ГП и Нацелена на. создание методов контроля, повышающих информативность контроля но альтернативному признаку и способствующих повииоши эффективности пронзнодства БСО. Достижение цели вялэчаег разработку метода оценки центра рассеяния размеров, критерия оценки точности а стабильности Til,, формирование контрольных карт, разработку методики регулироваьия ТЛ, нормирование информг.даоннах планов контроля, апробации иниормтшонннх методов в произьодсгЕО патронов калибра 9

Во втором- раздело разрабатывается иш^орма-ционии:! 1.';1>од анализа точности к стабильное;и Л) по результатам контроля по альтернативному признаку.

В качестве исходных предпосылок метода приняты следующие допущения. Рассеяние размеров изделий,' изготовленных инструментальным блоком, аппроксимируется иормалыш'распределением. Оглашенному процессу соответствует эталонноо распределение значений контролируемого параметра с центром рассеяния размеров (математическим окиданием), совпадающим с сорадансй поля допуада, и дисперсией, определяемой уравнением

Тн-Е(х) ,,

унят

где Iн - нинняя граница допуска, и^/л - квантиль порядка $/<2 нормального распределения, Ц, - допустимый уровень дефектности.

Рассматривается случай, когда изменение дисперсии отсутствует, появление брака вызывается смещением центра рассеяния размеров» Границы контроля О. и Ь (&< Ь ) устанавливаются симметрично относительно середины поля допуска либо совпадающими с границами допуска, либо лекащнмя внутри допуска. Изделия по контролируемому параметру X сортируются на три группы: 1)Х<А ; 2) Аё У ^ Ь I 3) }( > Ь ♦ Вероятности попьца-ния изделий в группы определяют с помощью интегральной функции нормального распределена. Вводом переменную

тогда

t pisp(K>b)=1-F(h}t

t j.a

Г/IU 1 ( P"T n|f гда ' fifir"-«*» - интегральная (фикция, стан-

дартного нормального распределения, ta/<S"(x),

tb^Lb-efxjjmxb

Для налаженного состояния Til Pi-P}. Смещению центра рассеяния размеров лХ соответствует приращение At аргумента функции F(t) и изменение вероятностей ( Pl-.-Рз )» Чтобы найти связь ме?.сду & t , pi и рз', разложим функцию F(t) н ряд Тейлора^ в окрестностях точек ta и tb и ограничился двумя первыми членами ряда, тогда

p^FitaibFiM+fftaUt, 1-F(tH) = F(tJ-f(taUt,

где - дифференциальная функция стандартного нор-

мального распредаления, "tai^td+,jt , tbi=tb + &t .

После несложных преобразований ш.шем

Подставив в (I) вместо вероятностей их выборочные оценки, перейдем к исходной случайной величина Ц и получим оценку положения-. центра' рассеяния размеров

к* ^^¿nfii^

(2)

где П1| , (П3 _ количество изделий, отнесении к первой и третьей группам соответственно, П - объем выборки."

По аналогии со средним арифметическим значением будем называть оценку С2) альтернативным средним, поскольку ее значения рассчитываются цо результата« контроля по альтернативному признаку, Оценка (2) является линейной комбинацией биномиальных случайных величин W t и fflj ♦ Согласно теореме Ыуав-ра - Лапласа биномиальное распределение стремится к нормальному с роса-ом П. , Поэтому била выдвинута гипотеза о том, что распределение Ад мохшо аппроксимировать нормальным с математическим ожиданием и дисперсией:

О)

^ М--001 <«

где У о - середина поля допуска, 6"/- дисперсия случайной величины X ,

Гипотеза проверялась методом имитационного моделирования. В яаздом эксперименте генерировались 50 выборок из нормальной генеральной совокупности N (О, I) объема Я = 10, 15,, 20, 50, В кагсдой выборке рассчитывались Хд для разных границ контроля. Затеи сгормпрлэались массивы из 50 значений оценок Яд , Поскольку £(ХЛ) известно, проверка гипотезы проводилась с по-мощьн критерия согласия Колмогорова при уровне значимости СА = я 0,05. Эксперименты повторялись I0G раз. Анализ полученных результатов позволяет сделать вывод, что гипотеза о нормаль-нем распределении альтернативного среднего ш::'.ет бить принята для границ контроля, не прегаалщих двухеигтвие.

Для построения критерия значимости смещения центра рассеяния размеров (ц.р.р.) в качоство нулевой принимаем гипого-зу: Е(Ха)=Х0 ( Хо - середина поля допуска). Альтернативной является гипотеза: Е(Ха)-Х/фКа . Тогда критерий для проверки нуловой гипотезы яри уровне значимости с< принимает виц

~Хр . . .

Подставляя в (5) выражения (2), (3), (4), получаем

кцз-цы-ыра-М <„ ,

дафшш]4"'-^- ы

Поскольку для налаженного процесса , то (6) можно

привести к виду

!П):

in

4? 4U<-*/2. (7)

(S)

\12пр(1-р1

Функцией мощности критерия является

( MiX.l^FiUd/a-^ii-FiUrf/a+A),

Pi-Pi

где > Pi • Pi - вероятности викова изделия за

границы контроля, соответствующие смешению ц.р.р. в Л| ,

Условия (о), (7) можно использовать для анализа точности в стабильности ТЛ, аритернй (7) позволяет по результатам альтернативного контроля получать информацию о том, имеет место смещение ц.р.р. или нет. С помощь« критерия (5) мояно оценить величину допустимого смещения от серэдшш поля допуска, удовлетворяющую требованиям точности ц стабильности Til. Ноли условие (5) или (7) выполнено, то процесс налажен. На рпс,1 представлены кривые Функции .мощности (В) и общепринятого критерия д.'и К . Мощность критерия' (7) н отсутствие омофония ц.р.р. на уступает мощности критерия для X . Информативность нонтро-ля на узких границах выше, чем на. широких, поскольку мощность критерия на последних снижается (кривая 3 более пологая).

Анализ устойчивости критерия (7) к "засорениям" генеральной coBOK.yitt.'ocT'i о помоцьи имитационного моделирования (использована модель ТыпщО показал, что влияние» "засорения" сильнее на критерий дня X по сравнении о (7), поскольку последний учитывает число изделий за границами контроля, н не физическое значение параметра, -" .

Я —

Рис.1, Кривив функция мощности критерия

( о^ = 0,27£, Л = 20). Границы контроля! I - (1 0,431 (У0 )} 2 - (± 1>.0(?о)$ 3 - (± 2,0 бо)

__ Таблица I»

Параметры контрольных карт /ц , В А и карты наладчика для контроля диаметра проточки

а с, ЛК . ми а Е

0,01|0,02 0,03(0,01 0,05 0 I *

й(П = 3

15 6 7 8 10 II 13 4 I 0 0

16 6 8 10 II 13 15 4 2 I 0

24 7 9 12 14 16 19 4 2 I 0

В третьем р <т з д е л о формируются контрольные карты альтернативного среднего, дисперсия, карта наладчика, составляющие основу методики регулирования Ш.

Условию (5)" количественной оценки состояния ТП соответствует условие (?) сценки состояния ТП по результатам альтернативного контроля. Последнее мотшо использовать для расчета приемочного числа контрольной карты (к/к) альтернативного среднего. Под приемочным числом. С будем понимать разность 1ГПз-Ш</: •

С^ |та-т,|= иЬ| Умра-р). о)

Задача наладчика - настроить инструмент на середину поля допуска, В этом случае приемочное число Сц оценки настройки совпадает с определенным выше "С , Чтобы установить связь между величиной настройки (ичл смещения) дХ=Яд-Хй и разностью Д (П , перепишем условие (6) я виде

Ц0)

1бШ /аГЩ(1-ро+Р*и+Р*я 1 Ц0)

Задаваясь смещением и,р.р. и опродэлив соответствующие ему вероятности Р^ я РЗ , получим разность д Ш , указывающую на1 величину А Л_

4т^и,_|^п{р!(1-р1)+рз(1-рз)]+п(рз-р<). (И)

Использование понятия энтропия нормально распределенной случайной величины _

н-Ы^ЗИ аг)

позволило предложить оценку дисперсии

(13)

где = _ ЕНбороЧ1!ая эигро.

шш, ПЦ . [Пг.» П)з - количество изделий, попавших чотЕетст-венно в первую, вторую и третью зоны контроля. Оценку (13) будем называть альтернативной дисперсной, поскольку она рассчитывается по результатам альтернативного контроля.

Била' вцдв.инуга гяпогеза, что распределение олуче. люп толп-чинн (1Г-~2)л)д/ба, гдо рассчитывается на двухеигмочых .границах контроля, подчиняегет распределению с числом стопе-

пай сЕОооды ( П - 2), Проверка гипотезы проводилась аналогично нредшотей по критерии согласия X г . Результаты исследования юзполили принять рассматриваемую гипотезу, Следовательно, для сценки изменения дисперсии могло использовать критерий

e¿(Hi~Ho)(n.-2)4 «4)

функция мощности критерия

мгч)-РС»'>^*<Ч. JJ=e2ÍH'~ *. (И)

По у ало нив (14) рассчитанц допустимые значения ,

Будом нззнвать С^ и Сз приемочными числами дисперсии ¿i .

¡■'стодика регулирования ТП на основе разработанных карг ьайлсчсется в следующем. Контролер с периодичностью 60 мин. отбирает из потока выборку объема П- , контролирует изделия о помощью калибров, настроенных на однослгмовые границы, фияси-. рует ровность д ГП , Если йП\ < С , процесс в нормальном состоянии, в противном случае контролер сообщает наладчку о нарушении хода Til. Наладчик повторяет действия контролера ялч Каждой рабочей позиции, определяет величину настройки Л Л по dff); оценивает настройку по Сц . Оценку дисперсии контролер проводит периодически при запуске металла новой плавки, оборудования после ремонта и т,д, с помощью калибров, настроенных на двухсяглювно Гранины. Флдслрувтся Wi н Шз , Одно яэ значений совпадет с C-i , другое проверяется по условию С j , _

Коля условие выполнено, дисперсия считается нормальной.

Заключительная часть паздела содержит рекомендации по совершенствованию регулирования ТП изготовления патрона калибра О мм. Статистическое исследование точности ТЕ показало, что для параметров коэффициент точности Т-Е/Лф ( £ - поло допуска, Лф - фактическое поле рассеяния) лет.иг в пределах от 0,92 до 1,6. Следовательно, процесс мо.тяо считать точнш. Основной причиной брака является смещенио ц.Р.Р. Дня опенка стабильности 111 с фиксированных pa6o4i¿x позиций-отбирались выборки объема П - 15 с.периодичностью 60 мин. Установлено, что нестабильны;.«! являются операции обрезки, штамповки, проточки. Для нестабильных.операций были разработаны к/к альтер-цетивногс среднего, дисперсии, карта нал'адчгм (таблица I).

В ч е В' в а р т о м раздал» разработаны инфорцп-ционнке плшш приемочного контроля качества.

ЭнтрошШннЙ подход к оценка качества партия позволил В.Г.Григоровичу и С.В,Юдину продлотииь в качество матоматичвс-кбй модели контроля оперативную характеристику

i^-pift^.^jSp^'jdi,. «

где H ^ — f-<——^эягрош-л состояния партии,. (J, -

входной уровень дефект ноет а, Й=-ff-Êfl^-H-^j&ii-выборочная энтропия, Р - число дефектных изделий в выборке, Не - энтропия, соответствующая гцшаыоччому числу С ,

Недостаток модели (16) - отсутствие связи мезду объектна партии'Ы и внборки . Чтобн учесть эту связь, заметим, что внборочная онтрояия H является функцией гипергоонотрачьекой случайной величины d . Математическое ожидание и дисперсии найдем с помощью известного а математической статистика разрешит функции H(d/fi) в ряд Тейлора:

• BlfihH'-tl&q-a-Vea'fi-qi- ¿rT'jrzr' (17)

. e'iH^Ub-vi-jtë-'

г,!атематическая мозоль контре <ш (16), где И определено уравнением (17), а .о'Ш. уравнением (18), функционально связывает объемы партии я выборки. Формирование информационного плана контроля (ЛПК) будем производить о учетом уело ян Я: вероятность отклонить партии с приемочнш уровнем дефектности AQL на должна превшлать риска изготовителя ol , а предел среднего выходного уровня дерактности A0ÛL - согласованного с потребители.! значения |)та* ;

'f-LMÛi-Цс*,

_ 4QQL - так[<| ( 1 -q.)] 4 Df,mx US)

Алгоритм формирования ¡fflii сводится к следующему*. I) определение уровня дог;вктности" Q по уравнению

■Dmay

H ' Г '

из которого предварительно исключайн нее неизвестные параметры;

2) расчет объонп выборки

п = Г

г

K^HH/tpL-Hqi^fai-aaHJ

где a, = u Гф ( аг=

3) расчет энтропии /., .. \

üllHAQt. -Щ?

(21)

'l-AQL),

(22)

(23)

Hc*H/4Lt at-ai~ '

4) расчет приемочного числа С по уравнению

Рис. 2 демонстрирует зависимость объема выборки от объема партии для ШУС и штанов американского стандарта

авс-зц-tosp, котором у соответствует ГОСТ 18242-72. Длани стандартов рассчитаны по распределению Пуассона, рекомендуемые в. них объшц выборок для малых AQL являются недостаточными для достоверного контроля (рис,2а) и завышенными для относительно больших AQL (рис. 2б). Это подтворэдается тем, что средний объем контроля с учете;.! принятых я отклоненных для разбраковки партий у планов стандартов существенно выше, чем у ИДК.

1МК обладает еде одним преимуществом. Объемы выборок могут быть уменьшены за счет выборе болоо узких границ контроля при той же дост верности контроля. Установлено, что в качестве таких границ могут использоваться, двухеигыовые, Алгоритм формирования планов контроля на узких границах (ИКУ) аналогичен рассмотренному выше. На рис.З представлены оперативные характеристики Ж, IW и соответствующего плана- стандарта. Таблица. 2 отражает1 снижение объемов выборок при использовании ШКУ.

Таблица 2, .

Планы контроля, рекомендованные для производства БЗО

AQL, % N = 100000 N = 1000000

!Ш\ ШУ иж . ШКУ

R с a С a С п. с

0,025 5000 4 330 22 5200 / X 330' 22

0,100 XI00 ' 3 200 15 II0Ü . 3 200- 15

■¿■w

а

W

i

*>> 1 jkrmw

Î3a

fö*

Ñ

<ü'

10°

id

O

-.—jr-

Lf—*

O\tW*0,35% ■Ряс.З, ¡bKtemocib абгшз^иборяа qt сбгсэд' napraa fOÖr;

7

IS

и

I

so

CJ

О

44 iimn!

i\ V / / /

/ V- V wrwM-n

H ПК 4 ч».

______ÜÜüüm

о,г o,¡i ^ о,б ^ o,ö % 1,0

Рис.З. Ояоротдаше харочгориотака планов контроля ( ' N = 100000, JQL = О, Г")

■ и -

0Щ1Е ВЫВОДИ И РЕЗУЛЬТАТЫ

В диссертационной работе реяана научная задача создан»? методов анализа^ сиотоярдя технологических процессов, повышаа-щах информативноеть контроля по елмернатявноыу признаку, обас-печивавдих повышение эффективности комплексного автоматизированного производства на базе автоматических роторных ланий, снижение трудоемкости системы обеспечения качества ироду ¡шли,

В результате теоретического и экспериментального исследования устанстлено;

1. Сочетание методов математической статистики -и теории информации позволяет разработать математическое обеспечение регулирования.технологического процесса й приемочного контроля качестве, иошза'вдеа информативность контроля.

2. Сходимость распределения дрёдлокэииой оценки центра рассеяния размеров к нормальному дала возмозцюсть разработать информационный метод анализа точности п стабильности технологического процесса, лоэьоляаций подучагь колпчоствешшо характеристики состояния процесса по результата;.! контроля Цо альт ери й-тшдзоау признаку,

3. Предложенная методика регулирования технологического процесса на основе оригинальных коитрольншг карг, обладая висо-кой явЗлрмагавиоогью, позволяв» оперативно' рцениват* изменения, состояния процесса, снижает трудоемкость настройки инструмента.

4. РрзраОоуакйач информационная, модель контроля устанавливает связь из-гду обьеавма царев» а цибори;; для болыгах объемоп партий« Использований дздхешлдаш*: Границ контроле способствуй^ сокращевчи объемов вкйорйк при той. яэ дсстойерносФе контроля.

5» 11ромишениия апробация Прадло-квяной меуодая регулирования технологического процесса и авфориацаошиас паа^ов контре-дя Подтверждает Реоретич^ск^'а ыцоди рибом,

Ероддожовяиб кекоди я могодшга контроля могут йть р«ка-иендованы для иопольаоваяия в автоь'атИЕКровгнйых саетшзх управления «оийАвйсяши айоМамзироб^йнш^ ВДйявродйЬи&ци ма-ишностроагельйого йрорля» гйполхзуэдих сдьтарнагйЕНЦй принцип Контроля 1 что позволит1 повисать онорамвносн- уарав. зн&! процессами.

QcflOBHoé содержание диссертации опубликовано а ел едущих

работах!

I..-Козлова H.Q. Анализ точности И стабильности технологического Процесса изготовления изделий на АРЛ иа базе информационного подхода /Журя. Мян-ва РФ. 19Э2. - серия Ш - Вю,3-4(82-83) - 0,18-20.

2, Ювдн С»В., Григорович В,Г., Козлове й*0, Информационно-ста-тиотичвскиа методы управления качеством продукции /Мездуаар. конгресс!"Конверсия, наука, образование" - Тула: ТулГТУ* 1993. - 0.16.

3, Козлова Н.О, Информационный подход и оценке качества продукции комплексных автоматизированных производств /"'урн. Мия-ва РФ, 1993, - серия ЛИ - Вщ,1-2(84-85) - 0,11-13.

4,- Козлова Н,0, Метод сокращения объема выборки на основе принципа максимума информации при контроле качества в КАД /Нурн. Мин-ва РФ, 1993. - серия. Ш - Вып.3-4(86-67) - С. 5-7.

5» Григорович В.Е,К|цян О,В., Козлова Н.О, Математическая теория информации как базис общей теории управления качеством продукции /Всероос. научно-практическая лопф. "Высшая школа России и конверсия" -M.t ГК РФ по высшему образованию, 1993, -С, 281,

6. Григорович В.Е;, Козлова Н.О., Юдин С,В, Контроль по альтернативному признаку оптимального состояния технологического процесса /Оптимизация производственных процессов, - Севастополь: АШапсё ír^ntaiss , IS95, - внп.з, ~ с.ют-юз.

отп.одкн экз. черновики уничтожены исп.Козлова отп,Козлова IS.09.S5

Дополнительно размножено 75 экз. по наряду К 2 от 22.09.95