JB/T 10633-2006 专用检测设备评定方法指南

ICS 17.040.30J 42备案号: 19060JB中华人民共和国机械行业标准JB/T 10633- -2006专用检测设备评定方法指南Guide to evaluation ways of special metering device2006-10-14发布2007-04-01实施中华人民共和国国家发展和改革委员会发布JB/T 10633- -200625参考文献.5图1设备评 定程序的流程图，IIJB/T 10633- -2006前言本标准的附录A、D、E、F均为规范性附录，附录B、C均为资料性附录。本标准由中国机械工业联合会提出。本标准由全国量具量仪标准化技术委员会(SAC/TC132)归口。本标准负责起草单位:中国汽车工程学会制造技术分会检测专业委员会。本标准主要起草人:朱正德。本标准参加起草人:邓迎寒、陈宏图。JB/T 10633- -2006方法II”(R&R法) 在美国三大汽车公司QS9000质量体系标准的参考手册中被提出。这两种方法的应用都大大超出了国界，在中国汽车业界也有较大影响。相比较而言，“评定方法 I”更直观，更易理解和执行，但其采用的表述形式和分析方法不一,往往取决于用户和设备制造商。VJB/T 10633- -2006专用检测设备评定方法指南1范围本标准给出了评定专用检测设备的评定方法、评定要求、操作程序.本标准主要适用于以监测几何量参数的专用检测设备(以下简称“设备”)。注:用于非几何量参数的设备也可以参照执行。2规范性引用文件下列文件中的条款通过本标准的引用而成为本标准的条款。凡是注8期的引用文件,其随后所有的修改单(不包括勘误的内容)或修订版均不适用于本标准,然而,鼓励根据本标准达成协议的各方研究是否使用这些文件的最新版本。凡是不注日期的引用文件，其最新版本适用于本标准。GB/T 18305- 2003 质量管理体系汽车生产件及 相关维修零件组织应用GB/T 19001- -2000 的特别要求(ISO/TS16949: 2002，IDT)JF 1001一1998通用计量术语及定义JJF 1033- -2001计量标准考核规范JJF 1094- -2002 测量仪器特性评定3术语和定义JJF 1001- -1998 中确立的以及下列术语和定义适用于本标准。3.1专用检测设备special metering device设备是测量仪器中- - 个特殊的门类,其制造商根据用户的特殊要求,配备在具有批量生产特征的企业生产现场，用于实时监测零部件制造质量的测量仪器。3.2测量仪器的评定evaluation of measuring instrument通过既定的测量程序所得到的结果来验证被检仪器的各项特性指标是否在规定范围以内。3.3测量能力指数measuring capability index设备保证检测质量的能力的定量表征，是通过对一组或多组测量结果进行计算得来的无量纲数值。4符号说明及计算公式本标准中所使用的符号说明及计算公式见表1.表1符号说明及计算公式被测量的公差范围Rl分辨力(也称“分辨率”)U用于获取参考值的工作标准器的测量不确定度X评定方法I中样件的基准值评定方法I中样件经被评定仪器进行第i次测盘的测得值JB/T 10633- 2006表1 (续)符号说明及计算公式8g,评定方法I中基准样件经被评定仪器进行n次测量的测量值的平均值x=告2x|- 1 .S(x,-xg)2,评定方法I中基准样件经被评定仪器进行n次测量的测量值的标Sg准偏差c。.0.27,评定方法I中测量能力指数，表征被评定测量仪器的重复性指标，它反映了随机C4S误差对测量过程的影响偏移，也称“偏倚'Cgk =0.1T-1，评定方法I中测量能力指数，表征被评定测量仪器的准确度指标，它综合Cgx2Sg反映了系统误差和随机误差共同对测量过程的影响EV表征被评定测量仪器的重复性R=Xgmax~ Xmin,极差Xgmex工件所有测得值中的最大值Xgmin工件所有测得值中的最小值MPE表征被评定测量仪器所给定的允许误差极限值表征被评定测量仪器的示值误差Xg工件经被评定仪器测量的测得值Kpi工件经被评定仪器第i次测量的测得值Xmi样件经被评定仪器第i次测量的测得值K置信因子L评定方法II中评定样本所包含的零件数评定方法II中操作者人数评定方法II中对样本的测试次数评定方法II中工件样本中某- -工件的编号评定方法II中操作被评定专用检测设备的某- -位操作者的编号评定方法II中对工件样本进行的某- -次测量的标号Xi李k评定方法II中由编号为k的操作者对编号为i的工件进行的第j次测量的测得值Re= (x.2) mar-(Xk) ma,评定方法II中某- -位操作者对L个工件中的某一-件测盘n次后R:k所得测得值的极差值R.k2JB/T 10633- 2006表.1(续)符说明及计算公式(Xxx) max评定方法II中某- -位操作者对L个工件中的某- -件测量n次后所有测得值中的最大值(Xix) min评定方法II中某- -位操作者对L个工件中的某- -件测量 n次后所有测得值中的最小值R k，L个极差值R. k的平均值kE瓦，k个R的平均值8ik8ik=-2xLj k,评定方法II中某-位操作者对某-个工件测量n次后的平均值文文=1 Sxik,评定方法I中每- -工件测量的平均值m台x. k，评定方法II中某- -位操作者对L个工件测量n次所得测量值的平均值XpifXpi:= (元) mar-(就)咖，m个义的极差值(袁)取m个Xk中的最大值(x)) miam个Xk中的最小值m2评定方法II中某-工件经过m位操作者的n次测量所得测冠值的平均值RpR= (磊) mar-(x;)血m个义的极差值(元) maL个文中的最大值K;评定方法II中与被测工件数量L、测试次数n和操作者人数m有关的系数K2K评定方法II中与被测工件数量L有关的系数d2K1、K2、K3对应的常数GRR表征测量系统重复性和再现性的综合结果% GRR表征测量系统重复性和再现性的综合结果占总变差的百分比PVPV=Rp●Kz,表征由于测量不同零件造成的彼此变差JB/T 10633- 2006表1 (续)符号说明及计算公式TVTV=VGRR2 +PV2 ,表征测量系统的总变差X」评定方法II中被评定的自动型检测设备测盘某-工件某一次的测量值R;R= (X) max- (X;) 咖，评定方法II中专用检测设备对某-个工件测量n次后的极差值(Xi ) mx评定方法II中被评定的自动型检测设备测量某-工件n次的测量值的最大值((X})响评定方法II中被评定的自动型检测设备测量某- -工件n次的测量值的最小值l=R，L个极差值R的平均值S。Sc=.(ye;-Jo), 评定方法II中样本中的某-工件的n次测盘值的标准偏差|n-1台p评定方法II中评定样本所包含的零件数评定方法I中对评定样本的测试次数Vv=1Sv，评定方法II中经精密仪器测盘的样本中p个工件测盘值的平均值P=评定方法II中定义的“基准值"，样本中第i号工件经精密仪器多次测量的测量值的平均值q声评定方法II中样本中第i号工件在被评定检测设备上第j次的测量值djd; =X ,-V,评定方法II中第1号工件在被评定设备进行测盘的第次测量值与基准值的差值-V=Y-v，评定方法I中第i号工件在被评定检测设备上q次测|a量值的平均值与基准值之差值9-x=q ,评定方法I中p个工件在被评定检测设备上q次测量值|P闫的平均值 与基准值之差值的平均值2a.j-Biy2式中，E=之之，评定方法II中技评定检测设备在工祝下对零件S,pq-1| 进行测量时的标准偏差Sr(Wg) 1线性评定中名义值为被测量公差的中间值的工件的某-次测量值JB/T 10633- 2006(新制/改造)提高仪器分辨力足势的是t检测设备霄改进否执行评定方法i\OK(执行评定方 法m是操作人员影响OK|是执行评定方法I(自动) OK?古、(手动)OK?操作评定(而要时)检测设备获通过在使用过程中抑制稳定性的影响|图1设备评定程序 的流程图15JB/T 10633- -2006附录A(规范性附录)重复性评定中极差R与测量能力指数Cq的水平比较若测量数据呈正态分布，n次等精度测量的标准偏差S与极差R有以下关系。s=tn式中:是与测量次数n有关的统计数,其数值见表A.1。表A.1l01225503.083.473.743.934.00将测量能力指数Cq (计算公式见表1)代人公式(A.1) 中得到:R_ 0.2dn(A.2)在确保任何情况下，采用极差法评定都能达到重复性指标为10%T时(见 5.2.1),则公式(A.2)可改为Cg=0.5dn并通过表A.1得到表A.2.表A.2151.541.731.87 .1.962.00注1:表A.2反映了此时对应的测盘能力指数C的水平。对新设备的验收，需保证Cz>2.0,当n=50时，两种重复性评定方式的结果相同，而n=25时也已很接近(见5.2.1)。.注2:实际上,采用Cq值进行评定，测量次数n一般不少于20; 当测量次数n≤10时，都采用极差法。由表A.2可知，当n=10时，C=1.54, 即:按剡盘能力指数评定重复性，并未达到要求。但若要与n=50时的Cq值进行水平比较，还必须做一次转换。由概率统计学可知，样本数(测量次数n)不同时，通过改变评价指标值，可以得到相同的评定结果。若取n=10、n=25 时,为得到与n=50、C-=2.00 相同的评定结果，就应增大Cg值，取值情况见表A.3.反之，在n=10、n=25 并已有确定的Cq值时，为体现出与n=50相同的评价效果，就应相应缩小C。值，同样可参照表A.3.通过简单计算,表A.2中n=10时的Cg=1.54,只相当于n=50时的Cg=1.06,大大低于按测量能力指数方法进行评定时需达到的Cg≥2.0。即使按“日常周期检测(包括“大修和改造后设备的验收”)”应达到的指标，即: n=10时，极差法应达到的R≤10.T,也还要比Cg≥1.33(n=50)代表的重复性水平低20%以上。表A.3rg2.02.2.916JB/T 10633- -2006附录B(资料性附录)求取测量能力指数Cg和Cx的应用实例用一台多参数综合量仪检测一个复杂零件的内径φ23 +0.052 ，采取比较测量方式，配置-个用于“置零”的标准件。---零件内径的公差T=0.052mm ( 即: 52um), 根据对分辨力RE的规定(见5.3), RE≤二,相当0’于2.6μm。而采用的多参数综合量仪的分辨力为0.1μm,完全能满足要求。选-一个合格零件作为样件，用一台PMM12106计量型三坐标测量机测得“基准值" Xm。为可靠起见，可连续测量3次~5次,取其平均值。将样件置于多参数综合量仪上重复测量不少20次，并记录测得数据。-计算过程公差: T=0.052mm基准值: Xm=23.0392mm1)根据多参数综合量仪上重复测量不少20次的测量结果得到:平均值: x。 =23.0363mm标准偏差: Sg=0.636μm偏移: B= |xg- Xm| =2.9μm2)测量能力指数:0.2TCg=4S.- =4.08 ;Cgx0.1T- B;-=1.812Sg所求得Cg、Cg值均大于1.33,表明按在用设备周期性检测(包括对大修后、改造后设备的验收)的评定指标，所求得的测得能力指数符合要求。附录CR&R法应用实例及用于求取系数K1、K2、Kz 的因数diC.1 R&R法应 用实例下面介绍的是基于零件公差的评定方法，也是本指导性文件建议采用的方法。一取操作 (评价)人数k=3,零件数i=10，测试次数j=3。l7JB/T 10633- -2006-一哀=0.3417、Xp;a =0.4446. .重复性EV= R K1=0.3417X0.5908=0.2019.一按测试次数j=3, 零件数:=10与操作者人数=3之积g=30,从表C.2中可查出对应的常数d=1.6925,则: K=1=0.5908.若测量次数j=2,按同样方法可从表C.2中查出di=1.1283,则:t2=0.08863. .-一再现性AV=(8orKl} - EV 046532 -0.2019 /03)0.2226注:系数K仅与操作者人数有关，在表C2中查找时，取g=1. 如: k=3, 从表C.2的第一-行可查出da2=19115, 故=一=0.5231. 若操作者人数改为k =2, 按同样方法可从表C.2中查出d2=1.4142, 则: Kz=一=0.7071.K2==d,一重复 性和再现性GRR=VEv2 + AV2 =√0.20192 +0.2296 =0.3058。一(专用检测设备的) 评定指标%GRR=OOX X 100%.TC.2测试过程变差 概念的评定下面再简单地介绍基于测试过程变差概念的评定，仍延续上述的实例。若已求得R:=3.5110。零件变差PV=RpK3=3.5110X0.3146=1.1046.注:系数K,仅与零件数有关，在表C:2中查找时，取g=1. 如: i=10, 从表C.2的第- 行可查出d2 =3.179，故--=0.3146。 同理，当i=2~10时，对应的系数K3的数值见表C.1.表C.1零件数345780系数0.70710.52320.4467. 0.40300.37420.33750.32490.3146K3一测试过程变差 (总变差) TV= JGRR + PV =√(0.3058)+ (1.1046) = 1.1461.一评定指标%GRR=: GRR x 100%。TVl8JB/T 10633- -2006附录D(规范性附录)线性回归法线性回归法是从线性的本义出发,应用线性回归的原理，建立对应的回归模型，来对线性特性指标做出评定。D.1步骤采用线性回归法，至少应准备五个零件，其被测量值的分布应基本能覆盖公差范围。采用更精密的仪器和方法，测出每一个零件被测量的精确值，即“基准值" (Xm)i。一再由 一名或多名操作者在被评定设备上对每个零件重复进行一般不少 于10次的测量,并记录测得值X.jo-计算每个零件的均值( x。)和偏移B, ,再计算零件偏移平均值B和零件基准值的平均值x。一通过 上述- -系列相关运算，最后求出Qx2、lxm、 ea、e3和Qp,等五项中间参数值。注:在实施上述步骤时，完全可以利用线性评定前，按评定方法I、II 或II执行测量程序中所配置的样件及其数据。D.2线性评定的确认采用线性回归法进行评定应满足下述两个条件:1)选取的n个样本的被测量的评价范围应≥50%T.2)相关系统R2应≥0.95o注:相关系数R:表征了在被测量的评价范围内，实测值的平均值与对应的基准值之间的可比性。显然，当两者为不相关或呈现弱相关、即相关系数偏小时，对那台专用检测设备所进行的线性评定也就失去了意义。相关系数R2可以利用8.1.1中求出的各项参数值，再通过确定的公式求得。D.3回归模型和线性评 价指标若D.2所述的两个条件都能满足，就可在X- -Y直角坐标系中标注散点、 绘图，并建立下述形式的线性回归模型。Y=aX+ ............................... (D.1)式中:a一--斜率;b-一截距。直角坐标系中的横坐标x代表基准值Xm;而纵坐标Y除公式(D.1) 一种表示方式外，还有一-种为实测值的平均值x。，代表偏移B的表示方式。其实，两种表示方式的含义完全相同，因为上述三项参数之间存在下述确定关系，即:B=xg-X,因此，在线性理想的情况下，第-种表示方式是-条通过原 点的45°斜率a和截距b。由此可得到所需的线性评价指标%L;=100a%。D.4结果评定对被评定设备，按所求出的线性评价指标%L做出如下判断: .2JB/T 10633- -20061) %L;≤5%,表示被评定设备的线性完全满足要求。2) 5% < %L≤10%，表示在综合考虑各方面的因素后，被评定设备的线性可以接受。但是,还应对线性稍差的原因作进一步探究， 尽力加以修正。注:各方面的因素包括:使用场合的重要性，检测设备的价格，维修成本等。3) %Lj;> 10%，表示被评定设备需要改进和完善。只有在找出原因，并加以修正，切实提高后才能够接受。D.5线性回归分析的有关公式试验样件的数量: n每个样件的测量次数: m号样件的测量平均值: (8g)=一ZxkJ得样件的偏移: B; =(8)-(xm)|所有样件的偏移平均值:瓦=之B,所有样件的基准值平均值: 8m =-Z(Xm);ex= Z(x_)}2xm =(Zxm}ao(i川)(xm)-xm)(B,-B)线性回归模型Y=aX+b的参数a和b: a=-(x)-_)尸b=B-aXm .相关系数R': R2(x)B)-nXB(Qx--nCam Ya-an)2JB/T 10633- -2006量值，求出偏差Oy,即:AjFYj -xyj"(E.3)在线检测设备相对被测量j的修正量4为:之4Aj=同理，可求出m项被测参数中的其他个修正量。若采取让每个工件都在检测设备上重复测量k次的方式，则求得的偏差4j为(y -xy)，y是K次测量结果的平均值。相比上述- -次测量，如此求得的修正量会更精确,经实施补偿,消除测量结果中定值系统误差的效果也更好。现代多参数综合检测设备大多为计算机控制，无论采用的是比较测量原理还是绝对测量原理,输人- -组修正值以实现补偿都已十分方便。(规范性附录)弥补测量能力不足的技术措施测量能力指数Cg是专用检测设备重复性指标的表征，其表达式为:Cg =0.2T12x(2S)(F1)式中:T一一被测工件的公差;S-- -实验标准偏差 。公式(F1)的分母中的2s,代表了具有置信概率p的置信区间的半宽，2称为置信因子,用符号k表示。当k=2时，置信概率为95.45%。因此，公式(F1)可写成如下通用形式，即Cg=0.2T/2kS(F2)在有些情况下,少数新制检测设备的Cg值达不到2.0的水平，而一些在用检测器具的Cg值则低于133,主要原因是其标准偏差S较大。故在工件公差T和置信因子k相同的情况下，Cg值变小。设此时的标准偏差为S'、测量能力指数为Cg,则:C' =0.2T/2kS' (k=2) ..................... (F3)此时，如果还要求检具、量仪能保持足够的测量能力,只能采取一个措施: 缩小置信因子K，使公式(F3)的分母值等于公式(F2)的分母值。为此，公式(F3)作以下数学处理，之前先设Cgo =2.0.C' Cg/Cg0=0.2T/2k s' ........................ (F4)令C%/Co=f,则公式(F4)变为:Cg0=0.2T/2 (fk) S' ...公式(F5)中k=2，缩小系数f小于1,则置信因子k' =kf<2但这种情况下的置信区间半宽k'、S'不变，因为k'S' =kS，只是因为置信因子变小了,置信概率降低了，即:置信水准下降了。若一批专用检测设备的测量能力指数值Cq分别为2.0、1.8、 1.67、 1.33、 1.14、 1.0和0.8, 则它们对应的置信因子k和相应的置信概率P分别见表F1。23JB/T 10633- -2006参考文献Q-DAS GmbH etc.Measuring System Capability version2.1，Stand : 22.12.1999Chrysler, Ford, Gm.Measurement System Analysis[M].Troy, Mich:Automotive Industy Action Group,2002, The Third VersionComite de nornalisation des Moyens de production.E41.36.110.N Agrement Capabilite des Moyens deMe Mesur Moyens de Controls Specifique258会中华人民共和国机械行业标准专用检测设备评定方法指南JB/T 10633- -2006机械工业出版社出版发行北京市百万庄大街22号邮政编码: 100037210mmX297mm●2印张●63下字2007年4月第1版第1次印刷书号: 15111●7990网址: http://www.cmpbook.com编辑部电话: (010) 88379779直销中心电话: (010) 88379693封面无防伪标均为盗版版权专有侵权必究