SPC研讨会

SPC 研讨会

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目 目

錄 錄

壹、統計制程治理（SPC ）概念的導入 貳、品質管束的意義 參、制程管束 一、制程管束的意義 二、制造階段品質保證觀念 三、現場實施制程管束的作法 四、實施統計制程管束（SPC ）的步驟 五、管束圖介紹 六、管束圖之判讀 七、制程才能分析 肆、演 演 練 伍、結 結 論 壹、統計制程管束（SPC ）概念導入 一、SPC 之演進 進

1.什麼是 SPC（STATISTICAL PROCESS CONTROL）

应用統計各種办法來管束製造法度榜样，使產品一次做好。

SPC＝SQC＋QUALITY

PLANNING

AND

DESIGN 2.什麼是 SQC（STATISTICAL QUALITY CONTROL）？ 由 SHEWHART 在 1937 年提出“以統計办法協助分析品質問題，進而找出解決問題筹划的品管办法”。

這些办法重要有：

＊管束圖 ＊直方圖 ＊柏拉圖 ＊查檢表 ＊制程才能分析 ＊實驗計劃法 ＊靠得住度办法 3.SQC 的精力 ——制程才能的穩定維持 ——事後制程（AFTER PROCESS）之品質改良分析 ——阻擋不良品進入/流出（IQC/OUTGOING CONTROL）

4.演進史（參見附圖一）

SPC 之演進史

SQC 開發 日本執行 SQC 且極有成效 SQC 極限 其他技術開發 SQC⊕品質 企劃與設計 品質障礙極低 品質障礙低 品質障礙高 品質障礙极高 1.SHEWIIART 2.ZI-1/-2/-3 1.Deming 引 SPC 入日本 2.Z 9021/9022/9023 1.QCC 發展 2.ZD 計劃 3.TQC 萌芽 4.QFD 萌芽 5.實驗設計 1.QFD 用於設計 2.FMEA 用於設計 3.田口办法用於設計 4.应用 TQC 5.重彈 SQC（歐美）

6.寻求 6σ品質 1930 1950 1970 1980 年代

二、根本統計概念 1.數據的性質 (1) 數據的差異 因為沒有兩個產品（或制成品）是完全一樣的，就算是同一條生產線上用同樣的原料，同樣的办法做出來的，還是會有變動身分所構成的差異。是以，對於製造者而言，每一零件之各品質規格特点，所能做的是：a.瞭解差異必定存在；b.找出差異的可能原因（原料、儀器、設備、隨機、人為，亦或是「不適當」之組織機能營運下所潛藏的身分），所以，必須將隨機誤差保持在一可容忍的範圍里，統計品管便由此誕生。

(2) 靠得住度、周详度、正確度 檢討數據時，應先考慮是否具備 a.靠得住度；b.周详度；c.正確度等三個要素。

(3) 數據的次數分派 上節我們知道測定任何東西都必有誤差，弗成能获得同一的數據，這種現象謂之數據帶有差異。數據帶有差異就是表示數據帶有分派。變異形成之原因，可分為機遇原因及非機遇原因兩類：

A.機遇原因（Chance causes ）

又稱為：弗成避免之原因、非人為原因、合营原因、有时原因、一般原因等等。

a.例如或人量身高，用同一量測器，由同一人量測該人之身高數，在短時間內，所得量測值有差異存在，造成此種差異之原因，即屬於

機遇原因。

b.在生產工作中，雖然訂有操作標準，但在操作條件容許之範圍內必有變化。

例如：

自不合偏向及不合地位測量軸徑、車床之轉速、吃刀之深度、刀具上所受之壓力、潤滑油、冷卻液、地面之震動、工作物與量具間之溫度變化、灰塵與油層之厚薄以及檢驗員之讀量具之讀數其眼睛所產生之誤差，均能使檢驗結果發生差異。

c.原材料之品質在其規格範圍內，容許隨時在變化。

例如：

原材料之重量、密度、厚薄及油漆之顏色等。

d.其他如：氣候及環境變化，均可造成變異之原因。

B.非機遇原因（Assignable causes ）

又稱為：可避免之原因、人為原因、特别原因、異常原因、局部原因等等。

a.例如由於機器之不合、材料之相異、人為之身分或操作忽视等原因，影響品質之變異，這些原因都是可以避免的，皆屬於非機遇原因。

b.未遵守操作標準而操作，所發生之變異。

c.雖然遵守操作標準，但操作標準不完美，乃至發生之變異。

d.機器設備之變動，發生之變異。

e.操作人員之更動，造成之變異。

f.原材料之不合，發生之變異。

g.量具不準確，造成之變異。

＊每一成品都不雷同

大年夜小大年夜小大年夜小大年夜小

＊假如制程很穩定，則將形成一種固定形狀，稱為分派。

＊分派有下列不合之情况 ＊假如制程中，只有機遇原因之變異存在，則其成品將形成一個很穩定的分佈，并且是可以預測的。

＊假如制程中有非機遇原因之變異存在，則其成品將為不穩定，并且無法預測。

大年 大年 大年地位

大年 大年 大年散佈

形狀

大年時間 預測

(4) 次數分派的作法（直方圖的作法）

＊步驟 1：定組數 ＊步驟 2：決定組距 ＊步驟 3：決定組的組界 ＊步驟 4：求各組之中间值 ＊步驟 5：作表及記錄 (5) 直方圖的看法 次數分派或直方圖之感化，在於瞭解制程之全貌，可自圖上看出分派之中间傾向，及分派之形狀，散怖狀態與規格間之關係。

2.群體與樣本 以樣本數據為根據而欲望加以處理的對象，謂之群體（POPULATION），為某種目标而群體抽取一部分，謂之樣本（SAMPLE）。

(1) 抽樣檢驗推定群體的品質

大年時間 預測 有限群體 樣

本 數

據 群體比

樣

本

數

據

抽 樣 測 定

(2) 制程管束制程解析實驗計劃

至於研究群體與樣本間關係的學問，謂之數理統計學或推測統計學。

(3) 群體（制程）與樣本間之關係 克己程取樣檢查之目标系藉樣本來瞭解群體（制程），品質人員無法直接瞭解群體是何種狀態，除非把群體整個檢查，此為弗成能之事，于是应用樣本來推定群體，則所取之樣本必須合理，否則即掉去其意義。樣本與群體之間有必定之關係，分述如後：

設 X 為樣本平均，μ為群體平均 s＝σ e 為樣本標準差，σ為群體標準差 在統計學上 X 分派之期望值

E（ X ）＝μ X 分派之標準差

σ X ＝n 下面圖二為群體平均值μ之分派與樣本平均值 X 之分派之關係，當群體平均值μ之分派為常態分派時，自群體抽取樣本平均值 X 之分派亦成為常態分派。

有限群體 群體批

樣

本 樣

本

無限群體 數

據 制

程

數

據

生產

抽樣

測定

由圖二可知樣本平均值之標準差 σ X 比群體標準差σ小得多，其大年夜小全依樣本數 n 大年夜小而定，即 σ X ＝n。亦即樣本標準差只有群體標準差之n1大年夜。

又依據圖二再作進一步之說明：樣本平均之分派，不論其原來群體之分派為何，當 n 很大年夜時（n≧30）必成為常態分派。群體為常態分派N（μ,σ 2 ）時，其樣本平均當然為常態分派 N（μ,nσ2），若群體之形狀雖為長方形或三角形之分派，而 n≧30 時，其樣本平均之分派亦可近似成為常態分派 N（μ,nσ2）。茲用圖三來作一說明：

群體個別值 之分派 樣本平均值 之分派 σ X

σμ圖二

常態分派 N（μ,σ 2 ）

σμ三角分派之群體

σ X （或

）

σn 長方形分派之群體

μμ X

樣本平均之分派 常態分派 N（μ, nσ2）

圖三

圖四：管束界线與規格界线之關係

注：上圖中之管束圖為「 X

管束圖 」 樣本平均值 之分派 群體（制程）個 別值之分派 規 格 範 圍 UCL X

C L X

LCL X

S L

-3σ X

S U

+3σ X

+3  

-3  

3.根本統計量 (1) 群體參數 表示群體特点的定數，謂之群體參數（PARAMETER），現在一般所应用的群體參數有：

‧群體平均——群體的平均值，以符號μ表示。

‧群體變異——群體的變異，以符號σ 2 表示。

‧群體標準差——群體的標準差，以符號σ表示。

(2) 統計量 測定樣本所得的測定值，我們謂之統計量，常应用的統計量一般有：

‧樣本平均——樣本的平均值，以符號 X 表示。

‧樣本變異——樣本的變異，以符號 S 2 表示。

‧樣本標準差——樣本的標準差，以符號 S 表示。

‧樣本全距——樣本的全距，以符號 R 表示。

4.統計量的計算 (1) 分派地位的數量表示法 A.平均值 X （MEAN）

B.中位數 X~（MEDIAN）

n ΣX i i= 1

n X =

＝

把數據依大年夜小順序分列，而取其量最中心的數據有奇數個數及偶數個數之取決方法。

(2)分 分 派差異程度的量，一般有下列各種表示法：

A.全距 R（RANGE）

R＝Xmax－Xmin B.误差平方和 S′（SUM OF SQUARE）

S′＝（X 1 － X ）

2 ＋（X 2 － X ）

2 ……（X n － X ）

2

＝ 1 i（X i － X ）

2

C.不误差異 V（MEAN SQUARE）

即误差平方和除以（n－1）

V＝1 - nS" D.變異（VARIANCE）

一群體變異σ 2

σ 2 ＝NS" 一樣本變異 s 2

s 2 ＝nS"

E.標準差（STANDERD DEVIATION）

變異開平方根者謂之標準差 S′＝群體平方和 N＝群體單位數

S′＝樣本平方和 n＝樣本單位數

一群體標準差σ＝2＝NS" 一樣本的標準差 s＝s2＝nS" 5.各種分派 派 (1) 計量值的分派 A.常態分派 從一群數據里，可以整顿為次數分派式或直方圖，假如把數據無限增大年夜時，就可获得下圖之分派曲線。如有群體，其平均值為μ，標準差為σ，圖五抽取一個樣本 X 時，此 X 值會小於μ-3σ或會大年夜於μ+3σ之機會為 0.27%。X 值在μ+kσ與μ-kσ之間或然率（Probability）或稱機率如圖六。

＊以圖六之斜線部份表示，其公式為：

群

體 平均值＝μ 標準差＝σ σ μ- kσ μ μ+ kσ 抽 取 一 個 X 圖 圖 六 圖 圖 五 μ＋kσ  μ- kσ 1 2π‧σ

‧e

（x-μ）

2

2σ 2

－d x

式中 e＝2.718…………………… 當一分派經證實為一常態分派時，則算出此常態分派之標準差（σ）及平均值（μ）後，其特点可用下列表一及圖七說明如下：

μ+ kσ 在內之或然率 在外之或然率 μ+ 0.67σ 50.00% 50.00% μ+ 1σ 68.26% 31.74% μ+ 1.96σ 95.00% 5.00% μ+ 2σ 95.45% 4.55% μ+ 2.58σ 99.00% 1.00% μ+ 3σ 99.73% 0.27%

管束圖是以 3 個標準差為基礎，換言之，只要群體是常態分派，從此群體抽樣時，每 10,000 個當中即有 27 個會跑出+3σ之外，亦即每 1,000次中約有 3 次機會超出+3σ範圍，吾人認為此三次是因有时機會（機遇原因）跑出界线而不予計較。

(2) 計數值的分派 A.超幾何分派（HYPERGEOMETRIC DISTRIBUTION）

從不良率 P，大年夜小 N 個的群體里隨機抽取樣本 n 個，這時在樣本里含有ｘ個不良品的或然率 P 68.26% 95.45% 99.73% -3σ -2σ -1σ μ +1σ +2σ +3σ 圖 圖 七

P（x，n/p，N）為 P（x，n/p，N）＝) () )( (nNxpNx npN N B.二項分派（BINOMIAL DISTRIBUTION）

屬於超幾何分派的數據，如將其 N 無限增大年夜時，從無限群體里隨機地抽取 n 個樣本，則在樣本里含有 x 個不良品的或然率為 P（x，n/p）＝（xn）p x （1-p）

n-x 一般充分大年夜（N≧10n）時就可把超幾何分派近似為二項分派。

C.卜氏分派（POISSON DISTRIBUTION）

屬於二項分派的分派，如 np＝m 為必定，而把 n 無限的增大年夜時，np＝m的群體其出現0個,1個,2個……不良品的或然率P （x,m）為 P（x，np）＝  ! Xnp exnp  ＝  ! Xm exm 

式中， e ＝2.71828 這種分派謂之卜氏分派 一般 N≧10n，P≦0.1 時，可把二項分派，近似為卜氏分派。

貳、品質管束的意識 一、產 品品質與制程品質的差異 1.產 產 品品質與制程品質的差異 ＊產品品質是什麼？ 是指產品的機能、感化、壽命、形象。

——產品完成後顯示出來。

即產品的功用、应用法、应用刻日、品牌信譽。

＊制程品質是什麼？ 是指產品生產的準備、製造、確認、治理。

——產品製造中隱藏著的。

即工程標準、作業安然性、檢驗才能、品質意識。

2.品質管束系統簡介 (1) 設計管束 ＊檢討、制訂產品製造中各個工程階段應達到標準。

＊鑑定樣品，印證製造法度榜样。

＊評核製造工程變異大年夜小。

(2) 進料管束 ＊鑑定材料、零件進廠是否維持合用的水準—不接收不良。

＊供给生產者（供應廠商）有關生產產品的品質情報，協助生產者改良治理。

(3) 制程管束（含最終檢查）

＊維持正常的生產力與檢查才能 ——不製造不良也不流出不良。

＊機會教导的實施 ——制程規定的考察，檢查結果的考察。

(4) 成品管束（含出貨管束）

＊產品機能測試、評比、報告與成本統計之回饋。

＊客戶应用時之服務、分析。

(5) 品管考察 ＊品管作業法度榜样、品保系統、品質標準的檢討。

＊品管方針、目標的治理。

3.作業中的品管責任 (1) 三不責任 —— 作業意識 ＊不接收不良：阻拦不良延长、擴散。

＊不製造不良：預防不良發生。

＊不流出不良：確認沒有不良現象。

參、制程管束 一、制程管束的意義 從材料的取得開始，直到產品送達顧客（下一工程人員）手中為止；应用工程知識（生產技術、治理技術）與積累經驗（履歷記錄、數據）將產品製造過程的人員、機械、材料、加工办法予以標準化，（建立工程、作業、檢查等標準）於製造時預防不良之發生，阻拦不良之擴散。使生產工作每一次都是好的，（生產成本最低）達到企業獲利的目标。

二、製造階段品質保證觀念（統計制程之意識）

1.品質是製造出來； 2.產品出來後大年夜量檢查是無用，應以預防為原則； 3.運用統計办法加以治理制程的結果； 4.遇有異常發生，敏捷清除，使恢復正常，而確保結果合乎顧客请求。

三、現場實施制程管束的作法 ＊分三個階段：

1.第一個階段 —— 「量試」 (1)流程之選定。

(2)機具設備及人員之设备。

(3)各種標準（材料、時間、成本）之訂定。

(4)品管筹划之編定。

2.第二個階段 —— 「量產時之品管」 (1)巡回檢查。

檢 查 預 防 4M Process （大年夜量）檢廢料、重建 OK 調 整 產品 監看、調整 Process SPC 4M （少量）檢查 OK 產品

(2)設定管束圖。

(3)異常原因之追查與處置。

(4)檢查站抽驗。

3.第三階段 —— 「制程與改良」 (1)品質情報資料之分析。

(2)制程才能之分析與評價。

(3)改良對策之確定。

(4)改良結果之追蹤。

四、實施統計制程管束（SPC ）步驟 1.作業步驟 (1)依 QC 工程表到管束站抽樣作品質確認； (2)以解析用管束圖確認制程狀態； (3)制程才能分析； (4)以管束用管束圖管束制程； (5)異常發現與處置。

2.作業分組：分三組 (1)第一組——「線上操作人員」 a.除操作以外，還需查視本身之工作，有變異時，急速采取矯正行動，當品質水準顯示有相反趨勢時，要提示檢驗人員。

b.具有品質觀念，在工作中應將不良品分開，而不须要靠檢驗人員去發現。

c.應具有查核本身成品之才能，且具有应用须要儀器及設備之技

能。

(2)第二組——「線上品管檢驗人員」 a.第一件檢驗 b.巡迴檢驗以尋找問題之早期徵象。

c.對制程中应用之物料，應施以隨機品質抽檢。

(3)第三組——「試驗室工作人員」 a.但任治金、化學、物理及非破壞性試驗等工作。

b.負責制程中電鍍、陽極處理等溶液之分析試驗。

c.供给檢（試）驗記錄資料及有關報告。

d.試驗儀器設備之校订與保養治理工作。

五、管束圖的介紹 1.管束圖的意義 2.品質變異的原因

3.管束圖的種類 4.管束圖道理 (1)統計道理：①常態分派、二項分派 ②機率（判讀）

(2)樣本與群體之關係: ①有限群體 ②無限群體 (3)生產（制程）之變異: ①機遇原因、合营原因 ②非機遇原因、特别原因 (4)檢驗之錯誤：①第 I 錯誤 ②第 II 錯誤 (5) 經濟均衡點之觀念: ①+3σ，99.73%（普）

計量值 (1)不合格數管束圖。

(2)不合格率管束圖。

(3)缺點數管束圖。

(4)單位缺點管束圖。

種類 性質分類 用处分類 計數值

(1)平均數與全距管束圖。

(2)中位數與全距管束圖。

(3)平均數與標準差管束圖。

(4)個別值與移動全距管束圖。

管束用管束圖 解析用管束圖

②+1.96σ，95%（嚴）

③+3.09σ，99.9%（鬆）

(6)集中趨勢與離中趨勢 →（解析與管束）

(7)管束界线之設定道理——治理均衡

＊第一種錯誤：

應該是良品（合格品），但被認為是不良品（不合格品）。

＊第二種錯誤：

是不良品（不合格品），但被認為是良品（合格品）。

※治理成本最低的处所是在+3σ之處！

5.建立管束圖之步驟：

先建立解析用管束圖，等確定管束界线后，再建立管束用管束圖，其步驟如下：

(1) 建立解析用管束圖 a.選定管束項目 b.汇集數據 第二種錯誤 第一種錯誤 兩種錯誤總和 損掉 +1σ +2σ +3σ +4σ +5σ +6σ 管束界线

c.按產品生產之順序或測定順序，分列數據； d.數據的分組，每組所含之樣本個數為樣本數，以 n 表示；樣本之組數以 k 表示，n＝2～6 較為適當； e.將分組之數據記入記錄表（查檢表）; f.計算各組平均值 X ； g.計算各組全距 R； h.計算總平均值 X ； i.計算全距之平均值 R ； j.查系數 A 2 、D 4 、D 3 ； k.計算管束界线（見公式）； l.繪管束界线； m.點圖； n.管束界线之檢討； o.劃直方圖；

p.與規格比較； (2) 建立管束用管束圖 a.記入须要事項（根本领項）； b.作管束界线； c.點圖； d.安然狀態之剖断； e.采取對策調查原因：

f.管束界线之从新計算。

（例）

X －R 計量值管束之作法 實施步驟：

【步驟 1】選擇管束對象：

第一產品之計量特点很多，如尺寸、色澤、亮度、光度、反光性、音量、雜音……等，不一而足，有時一種產品高達數十種之多。在這些特点中，有些品質穩定，有些並不重要，是以值得吾人取而作圖者，為數甚少，一種產品，五種特点已相當多。當然，不克不及一概而論。

【步驟 2】選擇管束站：

決定到底在制程的哪一站或哪幾站建立管束最佳。

【步驟 3】決定收集資料頻率、办法及負責人。收集資料頻率一般天天1～5 次，每次 5 個資料，在測試時，須如下圖：連續抽測，如斯可以使得組內變異小；組間變異大年夜，使管束圖更具代表性。

…… ○○○○○○○○○○○○○ ………… 【步驟 4】資料填入管束圖中。

【步驟 5】計算每組之平均 X ，全距 R，及所有各組之平均 X 及平均全距 R 。

【步驟 6】代入公式，計算試用管束界线：

(1)公式之由來 X 管束圖：

CL X ＝ X ＝μ UCL X ＝ X +3σ＝ X +3nx  而 d2σ  R ，σ 2dR ∴UCL X ＝ X ＋n d 23‧ R

設n d 23＝A 2 ，則 UCL X ＝ X +A 2 R ；LCL X ＝ X -A 2 R

R 管束圖：

CL R ＝ R

UCL R ＝ R ＋3σ R ＝ R ＋3d 3 σ x ＝ R ＋3 ×d 3 ‧2dR ＝（1＋233dd）‧ R ＝D 4 R

个中 D 4 ＝1＋233dd LCL R ＝ R －3σ R ＝（1－233dd）‧ R ＝D 3 R

个中 D 3 ＝1－233dd 一般 n≦6 時，D 3 ＝0 【步驟 7】由上述公式以求出之試用管束界线（Trial Control Limit）點繪。（系數參閱附表）

【步驟 8】在管束圖上畫出管束界线，如有任何點子跑出，則去除該點

之數值，以剩下之數據从新計算出第二次試用之管束界线，再觀察各點是否在管束界线內，若又有點子在外，再摒棄此點，从新再算，如斯重復做，一向到所有點子在內為止（留意，當數據太少時須再收集足夠資料）。至此，即求出第一次之管束界线，应用到今後之管束。

【步驟 9】實際应用及觀察：

天天點繪、觀察，以推測制程狀況，期能避免不良於未然。

六、管束圖之判讀 1.：

正常點子之動態：其分佈情况只隨機而是有系統之順序與分列方法，因而集中在中间線之邻近，高低兩邊為對稱。

2.不正常點子的動態：

(1)在中间線邻近無點子——為混淆型； (2)在管束界线邻近無點——已經檢過，為層別型； (3)有點子逸出管束界线——不穩定型。

3.不穩定型之檢定办法 (1)檢定規則一

(2)檢定規則二

A 區 B 區 C 區 ＋3σ ＋2σ ＋1σ X X CL

UCL

A 區 B 區 C 區 ＋3σ ＋2σ ＋1σ UCL

CL

(3)檢定規則三

(4)檢定規則四

(5)檢定規則五

4.連串理論剖断隨機性 道理：將管束圖以中间線為主，劃分上、下兩部份，分別計算其上方或下方之各點所播成之串數（RUN）合营其高低兩部的總點數，以查表結果決定在不合之機率下其分布是否為隨機（是否為正常）。

作法：①求高低各串數； A 區 B 區 C 區 ＋3σ ＋2σ ＋1σ X

CL UCL A 區 B 區 C 區 ＋3σ ＋2σ ＋1σ X X X UCL

CL

＋3σ ＋2σ ＋1σ CL UCL －1σ －2σ －3σ LCL X

X

X

②以中间線為準求上、下之點數； ③查表求最低之串數； ④比較總串數與最低串數（由表得知）以剖断是否為隨機。

七、制程才能分析 1.制程準確度 Ca （Capability of Accuracy ）

Ca 值衡量制程之實績平均值與規格中间值之一致性。

① ①Ca 之計算 Ca＝規格公差的一半值 實績中心值－規格中心 × 100%＝2 / TU X  × 100% T＝S U －S L ＝規格上限－規格下限 ＊單邊規格因沒有規格中间值，故不克不及算 Ca ② 等級剖断 Ca 值愈小，品質愈佳。依 Ca 值大年夜小分為四級 等級 Ca

值 A ｜Ca︱≦12.5% B 12.5%＜｜Ca︱≦25.0% C 25.0%＜｜Ca︱≦50.0% D 50.0%＜｜Ca︱ 上表之分級僅供參考，非絕對如斯弗成。

③ ③Ca 意義之說明：

規格的中间值和上限或下限規格間是產品變異可容許的空間。我們若以此空間當做 100%的話，則 Ca 表示，制程已耗去此空間有若干 %。亦可解釋為，制程之實績中间值偏離目標值

的程度。

是以它是愈小愈好。

如下圖 X 1 及 X 2 為兩種情況下制程下制程實績之中间值。

當 X 1 之實績下，Ca＝0% 當 X 2 之實績時，Ca＝2 /2TU X － × 100% 換言之，它是實績中间和規格中间差距（X 2 －U 占 T/2 線段有若干百分數。）

2.制程周详度 CP （Capability of Precision ）

Cp 在衡量制程之變異寬度與規格公差範圍相差之情况 ① ①Cp 之計算

Cp＝個標準差規格公差6＝ 6T

……單邊規格時 Cp＝ 3X S U －或 Cp＝ 3LS X－ ……單邊規格時

T＝Tolerance（公差）

T/2=100%

LSL（下限規格）

USL（上限規格）

X 2 -μ （1X）

X 2

T/2=100%

② 等級剖断 Cp 值愈大年夜，品質愈佳。依 Cp 值大年夜小分為五級。

等級 C p

值 A +

1.67≦Cp A 1.33≦Cp＜1.67 B 1.00≦Cp＜1.33 C 0.67≦Cp＜1.00 D Cp＜0.67 上表之分級僅供參考，非絕對如斯弗成。

③ ③Cp 意義之說明：

Cp 不合于 Ca，它代表公差和實際標準差之比。以下圖看得出，標準之公差大年夜小應為 6σ。

Cp 由上圖可知，公 T 和 6σ之比值。6σ之由來系管束圖之高低限為+3σ，且+3σ範圍內有 99.732﹪之合格率。

準此，若 Cp＝1 的話，且實績平均＝U，則合計不良率＝0.27%。

T（公差）

LSL（下限規格）

USL（上限規格）

μ

＋3σ＝6σ -6σ

-5σ

-4σ

-3σ

-2σ

-1σ

+1σ

+2σ

+3σ

+4σ

+5σ

+6σ

3.制程才能指數 Cpk 綜合 Ca 與 Cp 兩值之指數 ① ①Cpk 之計算式 ‧Cpk＝（1－｜Ca｜）Cp Ca＝0 時，Cpk＝Cp 單邊規格時，Cpk 即以 Cp 值計，但需取絕對值。

或 Zsu＝X Su－

Zsl＝) ( X Sl－ － ‧Cpk＝3min Z （注：Zmin 乃取 Zsu 及 Zsl 較小值者）

② 等級剖断

Cpk 值愈大年夜，品質愈佳。依 Cpk 值大年夜小分為五級。

等

級 Cpk

值 A +

1.67≦Cpk A 1.33≦Cpk＜1.67 B 1.0 ≦Cpk＜1.33 C 0.67≦Cpk＜1.0 D Cpk＜0.67 ③ ③Cpk 意義的說明

下圖的 Su－ X 的部份即產品實績分派用到的容差。以這一數值和 3σ來比。則其意義和 T 比 6σ相類似。是以 Cpk 和 Cp 值一樣是越大年夜越好。且分等之办法完全雷同。

而 Zmin/3 的意義乃是，可是容差較小的一邊是制程不良較多的一邊。用它來計算指標較為完全、保險一些。

4.制程才能指標的應用：

① ①Ca ＞0% 時 當 Ca＞0%時，表示實績中间和目標值（規格中间值）不吻合，必須調整刀具或鐵具以求吻合。

在這際現場工作，這常很轻易辦到，如車刀之調整等。

②的 不合的 Cpk 值有不合的做法: :

＊Cpk＞2.0 →制程才能太高有時可以縮小規格以爭取顧客之信賴，有時也可应用此才能尋求降低成本之办法。

＊1.67≦Cpk≦2.0 →幻想狀況，保持。

＊1.33≦Cpk≦1.67 →須進行工作及品質改良，以求降低變異，进步品質。

＊1.0≦Cpk≦1.33 →切實做到工作站治理，並做须要的處理及回饋改良工作。

＊ Cpk＜1.0 →須全檢，但全檢只是懂得事實之一段罢了，必須將全檢所得資料分析原因，找出問題來源，回饋並以再發防止办法徹底解決改良之。

肆、演練 T＝Tolerance（公差）

LSL（下限規格）

USL（上限規格）

3σ

Su－X

伍、結論

一口气就看完了。

作者的见识令人佩服。

SPC技术总结报告

1 前言

20世纪80年代后期，随着元器件质量和可靠性水平提高到一个新的阶段，传 统的评价方法已经越来越不能满足当代高可靠元器件产品的质量水平评价，这就驱使人们寻找新的评价技术。SPC(统计过程控制)技术就是在此时产生的，它以CPK技术、SPC技术和PPM技术为基础，将传统的事后检测为主的评价方法更改成事前预防为主，监控生产线各道工序的运行状态，从而有效地保证生产的元器件具有较高的内在质量和可靠性。因此它的出现迅速得到了普及，得到国际上元器件生产厂家的广泛应用。

1998年我国颁布了“GJB 3014-97 电子元器件统计过程控制体系”军用标准以及“GJB 2823-97电子元器件产品出厂平均质量水平评定方法”军用标准。总装备部也从2005年开始选择部分试点单位实施SPC技术，我公司有幸作为2006年的试点单位之一参入其中。

我公司生产线总体上处于受控状态，但是由于混合集成电路制造过程中的影响因素繁多，参数漂移现象复杂，传统的参数测试和可靠性试验方法已经不能完全适应现代产品质量和可靠性评价的要求。为了保证高水平的生产线能够在过程稳定受控的条件下持续稳定地生产出质量好、可靠性高的产品，工艺能力评价（CPK）技术和统计过程控制（SPC）技术在我公司生产线上得到逐步应用。将统计分析方法应用于制造过程控制，将数据转换成过程状态的信息，作为评定、改进和优化过程的依据。从而实现过程控制和降低过程或其输出的波动，达到持续改进过程能力的目的，使质量管理从质量检验阶段进入到质量控制阶段，对产品质量进行主动的预防控制，它与事后的被动检验相比，可大量降低质量损失，提高产品的质量一致性。

2004年我公司购买了CPK软件，对金丝键合工序中的金丝键合强度实施了CPK工序能力指数控制技术，金丝键合强度工序能力指数CPK>1.33，达到了预期目标。工序能力指数(CPK)高代表生产线具备生产质量好、可靠性高的元器件所要求的工艺水平。但要生产出高质量水平的产品，不但要求生产线具有很高的工艺能力，而且要求在日常生产过程中生产线能够一直保持这种高水平的生产状态，为此要

1 求采用统计过程控制技术。

7 存在的技术问题

7.1 部分工序CPK偏低

由于我公司产品的特点是多品种小批量，不同品种的产品之间相差又较大，使计算的CPK值偏低。如金导体印刷工序，我们以金导体的烧结厚度作为关键参数，工艺规范是≥8μm。每批产品随机抽取一只产品，在产品的中间及四个角各取一个测试点共5个数据组成一批数据。由于烧结厚度受导体宽度影响较大，而每种产品在各个测试点的导体宽度往往不一样，各种产品之间的导体宽度也不一样，这样就导致测试的金导体烧结厚度同批数据之间数据较分散，不同批数据之间数据也较分散。虽然控制图是受控的，但工序能力指数CPK却比较低，金导体印刷工序CPK只有0.62，按照工序能力指数与工艺成品率的对应关系，合格率应该只有95%左右，而金导体印刷工序实际合格率可以达到99%以上。我们认为这种差异是由于导体宽度的差异造成的，而目前还找不到比较好的解决办法。 7.2 激光调阻工序CPK值的计算数据选择

我公司的激光调阻工序是对厚膜基片进行精确调阻，调阻的目标值非常多，很少有相同的目标值出现，回归条件也多达9个，这样就给我们激光调阻工序的CPK值计算造成了很大的困惑。选CPK值的计算数据时，得先选择具有相同回归条件的，再选择具有相同目标值的，最后往往仅剩下20个或30个左右的数据来计算CPK值，而一般100个以上数据计算的CPK值才比较准确。如果按照此要求，激光调阻工序计算CPK值的数据量就过少，可实际生产中很难选择出这么多的数据。 7.3 控制图失控原因分析能力不够

我们目前对均值-标准偏差控制图失控原因分析有比较清晰的理解，可以很快找到原因。由于产品多品种小批量的特点，我们的控制图基本以嵌套控制图和回归控制图为主，此类控制图都是数据经过预处理后制作的，尤其是回归控制图，目前对其控制图制作原理还不太了解，如果控制图出现失控，不知道如何进行分析比较合理。

7.4 控制图计算方式的选择

我公司使用SPC软件绘制控制图，在制作分析用控制图阶段，有两种方式计算控制限，一种是延用已有控制限，另一种是重新计算控制限。按照培训老师和教科书上的说法，这两种方式都是合理的，而且数据量越大，计算出来的控制限越接近实际情况。但是随着数据量的不断增大，这两种方式计算出来的控制限有一定的差别。如选择延用已有控制限方式绘制的控制图处于受控状态，但再次选择重新计算控制限方式绘制的控制图，中间有部分数据可能会违反规则二或规则五。由于之前选择延用已有控制限时是受控的，我们不会对其进行分析。过了一段时间后，由于选择的控制限计算方式不同而导致那部分数据失控，我们也无法再对其进行分析。这两种计算方式的差异有没有办法解决，如何解决，是我们一直在考虑的问题。 7.5 仪器评价时的数据选择

数字万用表可以测量不同范围的阻值，而在进行仪器评价时，一般只选择一个阻值来测试。阻值的大小对仪器评价的G/T比值有很大的影响，如选择1kΩ和10kΩ两个不同的阻值来做同一个数字万用表的仪器评价，计算出来的G/T值会相差很大。在进行仪器评价时，是选择中间范围的阻值来评价更合适还是选择偏大或偏小的阻值来评价更合适，目前还不太确定。

8 下一步工作计划和思路

通过SPC体系的建立、不断完善和在生产过程中的应用将有效控制生产过程，保证工艺过程稳定受控，不断改进产品品质，降低不良品率，保证所提供的产品是由高水平的工艺线在受控的环境下生产的。确保生产质量更加稳定，可持续批量生产，满足可靠性要求，提升企业的效益和竞争力。

由于混合集成电路制造过程中的影响因素繁多，参数漂移现象复杂，研究混合集成电路生产制造中对产品品质有重要影响的关键因素(参数)对SPC运行的影响是一项庞大的工程。因此SPC作为一个新体系，在完善方面还有大量的工作需要做。

此次SPC技术的顺利实施使我公司批生产能力水平及质量控制能力水平又上了一个新的台阶，在今后的生产过程中我们将继续以提高产品质量、合格率和供货能力为关注点，持续改进，以保证巩固攻关成果，实现持续、稳定生产。在工

3 艺技术方面，我们将加强对每一个工艺环节，特别是关键工序的控制，通过对目前实施SPC技术的五个代表工序进行过程控制和分析，建立、健全SPC统计过程控制体系、推广到其它工序并有效实施，从而更好地保证产品在稳定受控的环境下生产，进一步提高产品的质量和可靠性。

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