Унифицированный подход к расчету дифференциальных оценок при квалиметрическом оценивании качества проката Текст научной статьи по специальности «Прочие технологии»

6. Пат. 2270070 РФ. Способ определения длительности рабочей кампании профилегибочных валков / Антипанов В.Г., Карпов Е.В., Архандеев A.B. и др. // Открытия, изобретения. 2006. № 5.

7. Пат. 2256523 РФ. Валок профилегибочного стана / Сеничев Г.С., Антипанов В.Г., Белышев A.C. и др. // Открытия, изобретения. 2005. № 20.

УДК 658.562:621.771

М.И. Румянцев, A.C. Цепкин, Т.В. Оплачко

УНИФИЦИРОВАННЫЙ ПОДХОД К РАСЧЕТУ ДИФФЕРЕНЦИАЛЬНЫХ ОЦЕНОК ПРИ КВАЛИМЕТРИЧЕСКОМ ОЦЕНИВАНИИ КАЧЕСТВА ПРОКАТА

Наиболее объективные и достоверные выводы относительно соответствия качества проката требованиям нормативных документов могут быть сделаны только с применением квалимет-рического оценивания [1-3].

Из квалиметрических методов наиболее совершенным и объективным является комплексный метод оценки качества, в соответствии с которым применяется комплексный показатель Q, отображающий одним числом все множество свойств, составляющих качество продукции. Вместе с тем в ряде работ, например в [1-3] и др., отмечается, что дифференциальные оценки качества имеют самостоятельную ценность, т. к. позволяют сопоставить фактические значения единичных показателей качества с заданными (эталонными, базовыми).

Единичные показатели качества конкретной продукции образуют существенно разнородную совокупность как по абсолютным значениям, так и по размерностям. Поэтому для обеспечения сопоставимости дифференциальных оценок отдельных свойств предпочтительно использовать относительные величины [2, 3]. Например:

Pj

= P~

или

P

P

(1)

(2)

где Р) и Pjб - фактическое и базовое значения показателя качества.

Более содержательными являются относительные оценки, которые зависят не только от абсолютного значения показателя, но и от величины , характеризующей интервал измене -ния этого показателя от наименьшего возможного значения Р)шп до наибольшего Р)■ тах. Например [1, 2]:

P - P

і ¡б j q, = 1- j

P - P .

j max j min

ИЛИ

q, =1 -

(3)

(4)

j max Pjmin

где Р]б - базовое значение анализируемого показателя.

Указанный подход к расчету дифференциальных оценок обладает некоторыми недостатками. Например, нет единообразия в трактовке понятия «Базовое значение показателя». Если требования к анализируемому показателю качества установлены в виде одностороннего ограничения, то не очевидно, каким следует принимать другое возможное значение. При использовании зависимостей типа (1) и (2) приходится выбирать ту из них, которая соответствует увеличению дифференциальной оценки при изменении единичного показателя в сторону улучшения качества.

Журнал "Сталь" в 1976-1978 гг. провел дискуссию по оценке качества металлопродукции, итоги которой позволили В.Т. Жадану и В.А. Ма-невичу указать на следующие общие моменты в различных точках зрения на подход к решению данной проблемы [4]:

- для каждого уровня управления качест-вом следует выработать свои критерии;

- базовыми требованиями к качеству для сравнения должны быть требования, из -ложенные в стандартах;

- оценка качества, должна иметь конкретное численное значение, отражающее состояние объекта управления;

- в основе определения значений оценок качества должен лежать статистический подход.

Указанные аспекты полностью реализованы в виде индексов (показателей возможностей) процессов, расчет и применение которых предусматривается методологией SPC (Statistical Process Control - статистическое управление

Рис. 1. Некоторые случаи соотношения фактической вариации показателя качества с допустимой:

, и8Ь и Т — нижняя и верхняя границы, а также середина нормативного интервала варьирования

процессами [5-6]), являющейся неотъемлемой частью систем менеджмента качества, разработанных по модели стандартов ИСО 9000. Индексы отображают соотношение между характеристиками фактического и допустимого разброса значений показателя качества [5, 7-8]. Тем самым они удовлетворяют указанным выше наиболее важным условиям построения дифференциальных оценок - это относ ительные величины, которые учитывают изменчивость показателя качества в границах некоторых интервалов.

В SPC рассматриваются два случая фактической изменчивости и соответственно две группы индексов. Дга первого характерно, что фактиче-ская вариация показателя вызвана только случайными возмущениями (обычными причинами), а особые причины отклонений (такие как несоблюдение технологических режимов, использование несоответствующих сырья и материалов, несвоевременная смена инструментов и т. д.) отсутствуют. Изменчивость, вызванная только обычными причинами, называется собственной изменчивостью процесса. По смыслу собственная изменчивость является проявлением воспроизводимости процесса, т. е. его возможности обеспечивать заданную результативность в течение длительного времени.

Во втором случае вариация качества связывается с действием как обычных, так и особых причин. Такая изменчивость называется полной из -менчивостью процесса и по смыслу является проявлением пригодности процесса для получения заданного качества [5-6]. По нашему мнению, для квалиметрического оценивания наиболее подходят именно индексы пригодности, в которых учтена фактическая изменчивость показателей качества в связи и с обычными, и с особыми причинами.

Еще одним важным преимуществом индексов как показателей возможностей процессов является четкая общепризнанная система трактовки их значений (табл. 1).

Исходя из изложенного, а также, допуская, что фактическая изменчивость показателя качества подчиняется нормальному закону распределения вероятности, будем использовать следующие дифференциальные оценки : в случае регламентации качества только наибольшим допустимым значением (верхняя оценка соответствия, рис. 1,а)

qPU ~ '

(5)

в случае регламентации качества только наи-

USL

меньшим допустимым значением (нижняя оценка соответствия, рис. 1,б)

q _ Д LSL .

Чрь ~ 0 .

3s

(6)

в случае регламентации качества наибольшим и наименьшим допустимыми значениями (ощнка соответствия с учетом положения среднего, рис. 1, в)

qPk ( qpu . qPL ) •

(7)

Alsl= x -LSL

В (5)-(6) Ди-а ШЬ - х и представляют собой фактические допустимые интервалы варьирования показателя качества, а 3s - доля его фактической изменчивости, приходящаяся на допустимый интервал. В качестве точечной характеристики фактической изменчивости и соответствующего ей центра рассеяния принимаем стандартное отклонение и выбороч-ное среднее:

s =

-Е(х -x )2 ;

n i=i

X

(8)

(9)

i=1

тате при отличнои нижнеи оценке соответствия верхняя, а также итоговая дифференциальная оценки временного сопротивления являются не -удовлетворительными.

При сравнении фактической изменчивости свойств горячекатаных полос с требованиями, установленными для группы прочности ОК300В, видно, что центр вариации временного сопротивления практически совпадает со срединой нормативного интервала варьирования, а разброс существенно меньше, чем величина нормативного интервала. Поэтому в этом случае наблюдаются отличные дифференциальные оценки механических свойств, что свидетельствует о возможности применения металла данных партий для поставок взамен холоднокатаного.

Разработаны дифференциальные оценки единичных показателей качества, унифицированные по структуре с индексами возможности и стабиль-ности процессов, которые применяются в рамках методологии SPC, обязательной к использованию

Таблица 1

Оценки результативности процесса при различныхзначенияхиндексов воспроизводимости

В качестве примера использования предлагаемого подхода приведем некоторые результаты оценивания качества горячекатаной стали текущего производства на соответствие требованиям ГОСТ 16523 к механическим свойствам холоднокатаного проката. В табл. 2 приведены результаты расчетов дифференциальных оценок временного сопротивления и остаточного удлинения полос толщиной 2 мм из стали 08пс, прокатанных на широкополосном стане горячей прокатки, в сравнении с нормами, установленными по отношению к холоднокатаному прокату групп прочности К270В и ОКЗООВ. Фактическая вариация анализируемых показателей в сравнении с допустимой иллюстрируется графиками на рис. 2.

Если анализ соответствия механических свойств производить сравнением средних выборочных значений с границами нормативных интервалов варьирования, оцениваемые горячекатаные полосы можно признать пригодными для за -мещения холоднокатаной листовой стали как группы прочности ОКЗООВ, так и группы К270В. Однако из сравнения фактической вариации вре -менного сопротивления с допустимой для группы К270В (рис. 2, а) видно, что центр вариации сме-щен к верхней границе допуска, а разброс показателя превышает допустимую величину. В резуль-

Уровень несоответствий продукции (не более) Результа- тивность процесса

Значение индекса Процент несоответсг -вующих единиц, % Число несоответствий на миллион единиц продукции, ppm

Более 1,67 10-4 4 Отличная

1,33-1,67 0,0066 66 Хорошая

1,00-1,33 0,27 2700 Удовлетво- рительная

Таблица 2

Дифференциальные оценки соответствия механических свойств горячекатаных полос толщиной 2 мм из стали 08пс требованиям ГОСТ 16523-97 к холоднокатаному прокату

Показатели качества Допустимая вариация Фактическая изменчи- вость Дифференциаль- ные оценки

LSL USL X s qpL qPU qpk

Группа прочности К270В

<7е, МПа 270 410 383,8 5 6 СО сл 3,85 0,89 0,89

8, % 25 - 34,38 1,31 2,39 - -

Г руппа прочности 0К300В

<ге, МПа 300 480 383,8 9,86 2,83 3,25 2,83

8, % 25 - 34,38 1,31 2,39 - -

x

Границы допуска, МПа: LSL=300 USL=480

-3,s NOMINAL +3,s

1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 =V ГГ"""-”

300 320 340 360 380 400 420 440 460 480

g B, МПа

Границы допуска, %: LSL=25

25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40

5, %

Границы допуска, %: LSL=24

25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39

8, %

Рис. 2. Вариация механических свойств горячекатаных полос толщиной 2,0 мм из стали 08пс в сравнении с нормами групп прочности К270В (а, б) и ОКЗООВ (в, г), установленными ГОСТ16523

по отношению к холоднокатаному прокату

в системах качества, построенных по модели ИСО 9000. Подобная унификация позволяет пре-одолеть субъективизм в трактовке некоторых понятий (например - «Базовое значение показа -теля качества»), при выборе формул для расчета

дифференциальных оценок а также трактовке их значений и тем самым повысить объективность и достоверность квалиметрического оценивания качества проката.

Библиографический список

1. Рашников В.Ф., Салганик В.М., Шемшурова Н.Г. Квалиметрия и управление качеством продукции: Учеб. пособие. Магнитогорск: МГТУ, 2000. 184 с.

2. Гун Г.С. Управление качеством высокоточных профилей. М.: Металлургия, 1984. 152 с.

3. Калейчик М.М. Квалиметрия: Учеб. пособие. М.: МГИУ, 2004. 200 с.

4. Жадан В.Т., Маневич В.А. Совершенствование технологии прокатки на основе комплексных критериев качества. М.:

Металлургия, 1989. 96 с.

5. Статистическое управление процессами. SPC: Пер. с англ. Н. Новгород: ООО СМЦ «Приоритет», 2004. 181 с.

6. ГОСТ Р 50779.11-2000. Статистические методы. Статистическое управление качеством. Термины и определения. М.:

ИПК Издательство стандартов, 2001. 36 с.

7. Саката Сиро. Практическое производство по управлению качеством. М.: Машиностроение, 1980. 215 с.

8. Адлер Ю.П., Полховская Т.М., Нестеренко П.А. Управление качеством. Ч. 1. Семь простых методов: Учеб. пособие. М.:

МИСиС, 1999. 163 с.

23 24

23 24