Instituto Tecnológico Superior de Tlaxco Ingeniería Electromecánica Asignatura : Calidad
Ingeniería de Calidad
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6/5/2015 IngenieradeCalidad
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ITCH:CursoIngenieradeCalidad
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6/5/2015 IngenieradeCalidad
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CabelloConCanas
Antesdelos40
Despuesdellos40 Total
No 27 18 45Si 33 22 55Total 60 40 100
Enestatabla,lasproporcionesdelasfrecuenciasmarginalesestnreflejadasencadaceldaindividual27/33=18/22=45/55y27/18=33/22=60/40.Dadaslasfrecuenciasmarginales,stassonlasceldasdefrecuenciaquepodramosesperarsinoexistierarelacinentrelaedadyelcabellocanoso.SicomparamosestatablaconIaanterior,podremosverquelatablaanteriorreflejaunarelacinentredosvariables.Haymscasosesperadosdequelapersonatengocanasantesdeloscuarenta,yhaymscasosdepersonasdemsdecuarentaaosquetienencanas.
TABLASDEFRECUENCIAMULTIPLE.
Elrazonamientopresentadoenlastablasde2X2puedesergeneralizadoatablasmscomplejas.Supongamosquetenemosunaterceravariableennuestroestudioporejemplo,queremosversielestrstienequeverconlascanasenlaspersonas.Comoestamosinteresadosenestenuevavariable,lavamosaconsiderarcomovariabledediseo.(conesto,lavariabledeestrsseconvierteenunavariablederespuestaylavariabledelcolordelcabelloseraunavariabledediseo).Latablaresultanteseriaunatabladefrecuenciade3caminos.
Modelosdeajuste.Podemosaplicarelrazonamientoanteriorparaanalizarestatabla.Especficamentepodemosajustardiferentesmodelosquereflejendiferenteshiptesisacercadelosdatos.Comoantes,lasfrecuenciasesperadasenestecasoreflejansusrespectivasfrecuenciasmarginales.Sialgunadesviacinsignificanteocurriera,sereflejaraenestemodelo.
Efectosdeinterdiccin.Otromodeloconcebiblepuedeserquelaedadestrelacionadaconelcolordelcabello,yqueelestrsesrelacionadoconelcolordelcabellotambinpero,estosdosfactoresnointeractanensuefecto.Enestecaso,podramosnecesitarsimultneamentededostablas,unaeslatablade2X2delaedadporcolordelcabellocruzadaconlosnivelesdeestrs,yotratabladelestrsporcolordelcabellocruzadaconlosnivelesdelaedad.Siestemodelonoseajustalosdatos,tenemosqueincluirquelaedad,elestrsyelcolordelcabelloestninterrelacionados.Deotraforma,podremosconcluirquelaedadyelestrsinteractuanconsusefectosenelcabellocanoso.
4.2AnlisisdeAtributosClasificados
Elprimerpasoesformarcategorasacumuladosapartirdelascategorasinicialesdemodoquelacategoraacumuladaunoseaigualalacategorainicialuno,lacategoraacumuladadosseaigualalascategorasinicialesunomsdos.
(I)=(1)(II)=(1)+(2)(III)=(1)+(2)+(3).
Parailustrarlospasosseutilizarunestudioqueserealizparaconocerlosparmetrosptimosdeuna
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mquinamoldeadoraalestarutilizandocompuestodeunnuevoproveedor.Elaspectovisualsedividienlascategorasiniciales:
1=Incompleto2=Partido/Crudo3=Deforme4=BienDemodoquelascategorasacumuladasson:
(I)=1(II)=(1)+(2)(III)=(1)+(2)+(3)(IV)=(1)+(2)+(3)+(4)
Elexperimentoconsistiencuatrofactoresatresnivelescadaunoycondiezrepeticiones,siendolosfactores:
A=TemperaturaB=TiempodeCicloC=TiempodeInyeccinD=Presin
SeutilizunarregloortogonalL9,endondeseobtuvieronlosresultadosquesemuestranenlasiguientetabla,mismaenlaquesepuedenobservarlosclculosparaobtenerlosvaloresdelascategorasacumuladasenlacombinacinnumeroseis:
(I)=(=)(II)=(0)+(3)(III)=(0)+(3)+(1)(IV)=(0)+(3)+(1)+(6)
ResultadosdelExperimentoenunaMquinaMoldeadora.
Acumulados (1) (2) (3) (4) I II III IV1 5 5 0 0 5 10 10 102 0 9 0 1 0 9 9 103 0 6 0 4 0 6 6 104 0 1 0 9 0 1 1 105 0 0 5 5 0 0 5 106 0 3 1 6 0 3 4 107 0 0 0 10 0 0 10 108 10 0 0 0 10 10 10 109 10 0 0 0 10 10 10 10
Total 25 24 16 25 25 49 65 100
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TambinsepuedeverqueenlafrecuenciaacumuladadelaClaseIVdurantetodoelexperimentoeslamisma,porloquenosepodrextraerningunainformacindeestacolumna.EsporloqueserealizarenelanlisisacumulativocalcularlasumadecuadradosdelaclaseI,ClaseIIyClaseIII.Decualquierformaesassumasdecuadradosnopuedensumarsesencillamente,puestoquelasbasesdelastresclasessondiferentes.
Enladistribucinbinomiallafraccindedefectuososesp,ysuvarianzacorrespondienteesp(1p),estoindicaquecuandolamediadelafraccindefectuosacambia,lavarianzacambiatambin.Debidoaestadependenciadelavarianzasobrelafraccindefectuosa,lasumadeloscuadradosdelaClaseI,ClaseIIyClaseIIItienediferentesbases.Conelobjetivodenormalizaresasbases,lasumadecuadradosdecadaclasesedivideentresuvarianzasolamenteassepuedensumarlasclases.
Elsegundopasoesconocerlaproporcinquetienecadacategoraacumulada:
PI= 25 PII= 49 PIII= 65 PIV= 90 90 90 90 90
Acadacategoraseleasignaunpesosegnlafrmula:
Wj=1/(Pjx(1PJ)),
Asqueparaelejemploquesetiene:
WI=1/25/90x(125/90))=4.985WII=1/49/90x(149/90))=4.032WIII=1/(65/90x(165/90))=4.985
ParacadacategorasecalculaelfactordecorreccincomoSumadeCuadradosdeFactores.Seobtienenmediantelasumadecuadradosdecadaclasemultiplicadaporsupeso,segnfrmula.
Ssa=(SsaclaseI)xWI+(SSAclaseII)xWII+(SsaclaseIII)xWIII
SStotal=(nmerototaldedatos)x(nmerodecategorasmenosuno)
Paraunejemplosetieneque:
DelamismamaneraseobtienelasumadecuadradosparaB,CyD.Lasumadecuadradostotales:SStotal=90X(4i)=270
GradodeLibertad.
Losgradosdelibertadsoncalculadosenbasealosgradosdeunfactorparavariablesmultiplicadosporelnmerodecategorasacumuladomenosuno.Enesteejemploloscuatrofactoressondetresnivelesporloquecadaunotiene:
2x(41)=6gradosdelibertad.Losgradosdelibertadtotales,secalculan>multiplicandoelnmerodedatosmenosunoporelnmerodedatosmenosunoporelnmerodedatosmenosunoporelnmerodecategorasanalizadasmenosuno.
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Elerrorsepuedeobtenerrestndolealasumatotallasumadecuadradosdecadafactor:
SSerror=270104.249.9442.9629.53=83.22
Enestecaso
SSerror=270104.349.9442.9629.53=83.22
Ylosgradosdelibertad,restandolosgradosdelibertaddecadafactordelosgradosdelibertaddelatabladeANOVA.
g.Ierror=2676666=243
VarianzaenlaTablaANOVA.Sedefinelavarianzaocuadradomediocomolasumadecuadradosdivididosentrelosgradosdelibertad:
CuadradoMediodea=104.34/6=17.39
Conelobjetodeexpresarestavariacincomounporcentaje,todavaserequiererestarleacadasumadecuadradosunacantidaddeerrorgeneradaporlosdiferenciasentrecadaresultadoencadanivelparaestoseutilizalasiguientefrmula:
SSa'=SSa(gradosdelibertada)xVerror,SSe'=SSe+(gradosdelibertaddelosfactores)xVerror.
Enelejemplo:
SSa'=104.34(6)(0.34)=102.30SSe'=83.22+(24)(0.34)=91.38
Elporcentajedecontribucineslaproporcindelasumadecuadrados
corregidasdeunfactorconrespectoalasumadecuadradostotal:
ANOVAdelExperimentoenunaMquinaMoldeadora.
Fuentesde
Variacin
Gradosde
Libertad
SumadeCuadrados
CuadradoMedio
S.deCuad.
Corregida
PorcentajeContrib.
A 6 104.34 17.39 102.30 37.89B 6 9.94 1.66 7.90 2.92C 6 42.96 7.16 40.92 15.15D 6 29.53 4.92 27.49 10.18Error 243 83.22 0.34 91.38 33.87Total 267 270 270 100
Todoslosprocedimientos(pruebadet,deFyelestablecimientodeloslmitesdeconfianza),utilizanla
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sumadecuadradosresidual,laqueesllamadalasumadecuadradosdeerror.Estacantidadpudoserencontradacalculandoparacadaobservacinunvalor,predichoporlasolucindelosmnimoscuadrados.Sepuedeluegoobtenerlasumadecuadradosdelasdiferenciasentrelosvaloresobservadosylosvalorespredichos.Estemtodoeslentoylasumadecuadradosdelerrorsecalculamuchomsrpidosiguiendolatcnicaconocidacomoanlisisdevarianza.
Enelmodelooriginal,cadaobservacinserepresentacomolasumadecuatrocomponentesdebidas,respectivamente,alamediageneral,efectodeltratamiento,alefectoambientalyalefectoresidual.Delamismaforma,elanlisisdelavarianzadividelasumadecuadradosdelasobservacionesencuentrocomponentes,unaatribuiblealamediageneral,unadelasdiferenciasentrelaestimacindelosefectosdelostratamientosyunaalosefectosambientales,queelexperimentoescapazdemediry,porltimo,unaqueeslaresidualalasumadecuadradosdeloserrores.Enlamayorpartedeloscasos,secalculalasumadecuadradosoriginalylostresprimeroscomponentes,obteniendolasumadeloscuadradosdelerror,porsubstraccin.Elanlisisdevarianzaofrecemuchomsqueunmtodocortoparaobtenerlasumadecuadradosdelerror.Lasumadecuadradosdebidaalostratamientos,eslacantidadnecesariaparalapruebaFdelahiptesisdequenoexistendeferenciasentrelosefectosdelostratamientos.Conunapequeaextensin,elanlisistambindelasumadecuadradosrequeridaparaprobarlaigualdaddelosefectosdeunsubgrupodelostratamientos.Lacomponentedebidaalosefectosambientalespermiteestimarencuantoaumentalaexactituddelexperimento,eliminandoestosefectosdelasestimacionesdelasmediasdelostratamientos.
4.3y4.4Anlisisdeexperimentosconfactoresderuido
FACTORESDERUIDO.
Losfactoresderuidosonaquellosquenosepuedencontrolaroqueresultamuycarocontrolarlos.Losfactoresderuidocausanvariabilidadyprdidadecalidad.Porestoesnecesariodisearunsistemaelcualseainsensiblealosfactoresderuido.Eldiseadordebeidentificarlamayorcantidadposibledefactoresderuidoyusarsubuenjuicioenbaseasusconocimientosparadecidirculessonlosmsimportantesaconsiderarensuanlisis.
METODODEELDISEOROBUSTODEELDR.TAGUCHI.
Esuneficientesistemaqueayudaaobtenerunacombinacinptimadediseodeparmetrosparaqueelproductoseafuncionalyayudeaobtenerunaltoniveldedesempeoyquesearobustoalosfactoresderuido.Existen8pasosparahacerunciclodediseorobusto.
Enlosprimeros5pasosseplaneaelexperimento.Enelpasonmero6seconduceelexperimento.Enlospasos7y8losresultadosdeelexperimentosonanalizadosyverificados.
Ejemplodelaoptimizacindeundiseoporcostodeunsistemaintercambiadordecalor.
1.Identificarlafuncinprincipal.Lafuncinprincipaldeelsistemaenfriadordeairecomprimidosemuestraenlafig.
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Lafuncinprincipaldelsistemaesenfriarlatemperaturadeelairede95ca10centredosetapasdecompresin.Primeroentraalsistemaelaireporelpreenfriadoryluegopasaalaunidadderefrigeracin.Elaguapasaatravsdeelcondensadordelaunidadderefrigeracinyluegoaelpreenfriadoryfinalmenteentraaelradiadordondeseexpulsaelradiadoratravsdel.
Elflujodeelaireestdadopor1.2kg/syelflujodeelaguaestdadopor2.3kg/s
Sebuscadisearelsistemaparauncostomnimototal,dondeelcostoeslasumadetodosloscostosendlaresdelaunidadderefrigeracin,elpreenfriadoryelradiador.Lasecuacionesparamtricasdecosto(xi)paralaunidadderefrigeracin,elpreenfriadoryelradiadorentrminosdetemperaturasdesalida(ti)estndadascomosigue:
X1=1.2a(T310)X1=costo($)delaunidadderefrigeracin.a=parmetrodecostoparaelrefrigerante.T3=temperaturadesalidadeelairedeelpreenfriador..X2=1.2B(95T3)/(T3T1)para(T3>T1)X2=costo($)deelpreenfriador.B=parmetrodecostodeelpreenfriador.T3=temperaturadesalidadeelairedeelpreenfriador.T1=temperaturadesalidadeelaguadelaunidadderefrigeracin.95=temperaturadeelaireenlaentradaalsistema.X3=9.637c(T224)X3=costo($)deelradiador.C=parmetrodecostodeelradiador.T2=temperaturadeelaguaenlaentradadeelradiador.24=temperaturadeelaguadespusdepasarporelradiador.A=48B=50C=25
Parmetrosdecostodeterminadosporeldiseador.
2.Identificarlosfactoresderuido
Existenvariosfactoresderuidoenunprocesodeenfriamientodeaire.Paraestecasolosingenieroshandeterminadolos3factoresderuidoms
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importantes.
N1=parmetrodecostodelaunidadderefrigeracin.Sehaestimadouncostooriginalde48yseconsiderauncostomuyaltoarribade56.
N2=temperaturadesalidadeelradiador.Estatemperaturapuedevariardependiendodelosfactoresambientales.Sehaestimadounatemperaturade24cperoseconsideramuyaltaa27C.
N3=temperaturadeelairealaentradadeelsistema.Estatemperaturavariadependiendodelascondicionesdeoperacin,sehaestimadoinicialmentede95cperoseconsideramuyaltaarribade100c.
3.Identificarlacaractersticadecalidadquevaaserobservabayel>objetivo.Elcostovaasertomadocomolacaractersticadecalidadylafuncinobjetivoseroptimizarelcostototaldeelsistema.MINCT=X1+X2+X3
Elobjetivoahoraesencontrarculdiseominimizaelcostototalconsiderandolaincertidumbredelosfactoresderuidocitados.
4.Identificarlosfactoresdecontrolylosnivelesalternativos.
Paraelcasodeelejemplo,tresnivelesalternativosfueronidentificadosparaserestudiadosparaelcontroldeeldiseodelosparmetros,Elniveldosmuestralosvaloresinicialesdelosfactoresdecontrol.(tablaa).Losnivelesdelosparmetrosdeprueba(tablaa)serefierenacuntosvaloresdepruebavanaseranalizados(unodeestosnivelesdebetomarlosvaloresdelascondicionesinicialesdeoperacin).
T1=28CT2=39CT3=38C
Comosiguientepasolosingenierosdediseoylosanalistasdecostodeseanunestudiodenivelesalternativosdelosparmetrosdecontrolconsiderandoahoralaincertidumbredebidoalosfactoresderuido.Enundiseorobusto,generalmente,dosotresnivelessonconsideradosparacadafactor.
Sehadecididoestudiarlostresfactoresderuidocon2niveles.Estosvaloressemuestranenlatabla9.Elnivelunorepresentalosvaloresinicialesdelosfactoresderuido.Diseodelamatrizdeexperimentosydefinicindelosdatosparaanalizar.Elobjetivoahoraesdeterminarlosnivelesptimosdelosfactoresdecontrolparaqueelsistemasearobustoalosfactoresderuido.
Construccindearreglosortogonales.
PrimerosedeterminansegnlametodologadeTaguchilosgradosdelibertadparadeterminarelnmeromnimodeexperimentosrequerido.
Eldiseadorhacalculadoelfactorgradosdelibertadiguala7,estonosindicaquesenecesitaunnumeromnimode7experimentosparaencontrarlosvaloresptimos.
ConestosedeterminaquesepuedeutilizarunarregloortogonalestndarL9paralosfactoresdecontrolyusandolamismametodologaseutilizaunarregloortogonalestndarL4paralosfactoresdecontrol.
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N1 1 2 2N2 2 1 2N3 2 2 1
ControlOrthogonalArray
A B C D1 1 1 1 12 1 2 2 23 1 3 3 34 2 1 2 35 2 2 3 16 2 3 1 27 2 1 3 28 2 2 2 39 2 3 1 1
6.Conducirlamatrizdeexperimentos.Paranuestroejemplo,lamatrizdeexperimentosdadaesconducidausandounsistemaapropiadodeecuacionesmatemticasdecosto.Lapropuesta(vi,j)eselcostototalendlaresparaesecaso.Estaescalculadaparacadacombinacindelasmatricesdeexperimentosdefactoresdecontrolyfactoresderuido.
Ecuacinmatemticadecosto(ejemplo):
CT=Xl+X2+X3CT=1.2(48)(3510)+1.2(50)(9535)1(3525)+9.637(25)(3624)=4691CT=1.2(48)(3510)+1.2(50)(10035)1(3525)+9637(25)(3627)=3998
Control/Noise 1 2 3 4N1 48 48 56 56N2 24 27 24 27N3 95 100 100 95
7.Anlisisdedatospapadeterminarlosnivelesptimosdelosfactoresdecontrol.ElmtododeTaguchiutilizalarelacinqueexisteentresealyruidoincluyendolavariacindelarespuesta.Larelacinqueseutilizaraennuestroejemploseraquelamspequearelacineslamejor,dadoquenuestroobjetivoesminimizarelcosto.Estarelacinseal/ruidoestdadaporlasiguienteecuacin:
S/N=10LOG{1/4[(4691^2+3998^2+4691^2+4208^2)]}=73.03
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Controlmatrix
(a)signaltonoiseratio(b)responsetable
Lospromediosdelarelacinseal/ruidodelatabladerespuestanosdalosresultadosptimos.Maximizandolarelacins/nesequivalenteaminimizarlacaractersticadecalidad.Comoresultadodelanlisistenemoslosnivelesptimosdelosparmetrosdecontrolsiguientes:
TlT2T3parmetrosdeprueba123niveles253638valoresptimosdecontrol.
Conestosvaloreselct=$4551.00conunadesviacinestndarde445.5yunasealderuidode73.19conestoseahorra$806.00un15%contralosvaloresinicialespropuestosantesdelexperimento.
T1T2T3parmetrosdeprueba222niveles283938valoresinicialespropuestosCt=$5,357.00conunadesviacinestndarde445.6yunasealdeRuido=74.6
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