六西格瑪綠帶培訓(xùn)筆記(第二周)

第二周筆記FMEA:失效模式:流程輸入失效的方式，沒被檢查出造成的影響影響：對客戶的影響原因:導(dǎo)致失效的原因現(xiàn)行控制：預(yù)防失效模式或原因風(fēng)險優(yōu)先系數(shù)：RPN=嚴(yán)重度*發(fā)生頻率大偵測度Y的影響原因控制1=容易偵測到 10=很不容易偵測到多變量分析(Multi-Varistudy)收集數(shù)據(jù)的方法是“不影響流程的”，在自然狀態(tài)下分析流程Analyze被動觀察---—--多變量分析Improve主動調(diào)整——--—-DOE.確定目標(biāo).確定要研究的Y和X(KPOV,KPIV)KPIV可控，Noise不可控測量正確輸出輸入不可控噪音變量:三種典型噪音變異來源位置性：地點對地點，人對人周期性：批量對批量時間性:時間對時間確定每個變量的測量系統(tǒng)選擇數(shù)據(jù)抽樣的方法總體抽樣:簡單隨機抽樣，分層抽樣，集群抽樣流程抽樣(與時間有關(guān)):系統(tǒng)抽樣,子群抽樣確定數(shù)據(jù)收集、格式及記錄的程序：數(shù)據(jù)收集計劃流程運行的程序和設(shè)定描述組成培訓(xùn)小組清楚劃分責(zé)任確定數(shù)據(jù)分析的方法運行流程和記錄數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)分析：根據(jù)數(shù)據(jù)類型確定圖形及統(tǒng)計分析工具(書2—24)主效應(yīng)圖：統(tǒng)計- 方差分析— 主效應(yīng)圖(多個X對Y的影響)看均值差異多變異圖交互作用圖:兩條線平行，表明無交互作用12．結(jié)論13。報告結(jié)果提出建議應(yīng)用統(tǒng)計學(xué)分類:描述性統(tǒng)計學(xué)：樣本分析推論性統(tǒng)計學(xué)：樣本對總體進行推測參數(shù)估計：點估計區(qū)間估計（置信區(qū)間）假設(shè)檢驗中心極限定理：均值標(biāo)準(zhǔn)差小于單值標(biāo)準(zhǔn)差（筆記）置信區(qū)間：（筆記，書4—5）CI=統(tǒng)計量土K大（標(biāo)準(zhǔn)偏差）統(tǒng)計 基本統(tǒng)計量- -1t單樣本Z值，t值假設(shè)檢驗（5—18）5%以下為小概率事件Ho=原假設(shè)/零假設(shè)/非顯著性假設(shè)/歸無假設(shè)（沒變化，相同，無相關(guān)，沒效果）Ha=備擇假設(shè)/對立假設(shè)/顯著假設(shè)（有變化，不一樣，有關(guān)系，顯著，有影響）P值=Ho為真概率值拒絕Ho犯錯的概率a值:顯著性水平P。大于a：不能拒絕HoP小于a：拒絕Ho,Ha成立步驟：陳述"原假設(shè)"Ho/Ha定義a（根據(jù)（6）之后引發(fā)的風(fēng)險成本來決定）收集數(shù)據(jù)選擇和應(yīng)用統(tǒng)計工具分析，計算P值決定證據(jù)表明?拒絕Ho P小于a不拒絕Ho,P大于a若拒絕Ho,所采取的行動（統(tǒng)計 實際）I類錯誤降低，則II類錯誤提高I類錯誤：制造者風(fēng)險，誤判II類錯誤：客戶風(fēng)險，漏判Z值或T值大，P值小，H。被拒絕Z值或T值小,P值大，不能拒絕Ho風(fēng)險成本 a值低0.10無所謂

中0。05不知道高0.01輸不起做實驗的情況，把a值調(diào)的高些量產(chǎn)的情況，把a值調(diào)的低些一般a值為0。05工具路徑圖：根據(jù)數(shù)據(jù)不同類型，判斷用何種圖分析T檢驗：對均值進行檢驗非參數(shù)檢驗:中位數(shù)進行檢驗單一X（離散）與單一Y（連續(xù)）分析法:工具備注1Z工具備注1Z（總體已知）1t（總體未知）2t（水平間獨立）Tt（水平間不獨立）一元ANOVA與標(biāo)準(zhǔn)值比較相互比較2以上 兩兩比較單一樣本的檢驗路徑1T：（書6T2）SPC圖（I-MR）檢驗數(shù)據(jù)形態(tài)（概率圖）研究中心趨勢（基本統(tǒng)計量-——--2t）雙樣本分析路徑圖21：（書6—23）針對每個水平分別研究SPC圖（I—MR）研究數(shù)據(jù)形態(tài)（概率圖）研究離散度（等方差檢驗，書6—22）研究中心趨勢（基本統(tǒng)計量——--—2t）作業(yè)：dining,分析2t檢驗（筆記）配對T：配對T配對T（兩組數(shù)據(jù)相關(guān)例子:SHOES文件Delta=C1-C2統(tǒng)計 基本統(tǒng)計量 配對T配對T檢驗路徑：穩(wěn)定性分析：對差值正態(tài)檢驗中心趨勢檢驗:對差值：用1T與0比較用原始數(shù)據(jù)：T—T（正態(tài)）例子：P值<0。05,拒絕Ho作業(yè)：(golf-score)(1)05年比04年打得好Ho:05與04年無差異,Ha：05年與04年有差異I—MR圖(分階段)概率圖—-—正態(tài)等方差圖2T圖雙樣本2T：04年均值93。17，，05年均值93。60(樣本量04比05年多)P值=0.866>0。05，說明05與04年無差異(2)前9洞比后9洞打得好雙邊：Ho:前9洞與后9洞無差異，Ha：前后不等I-MR圖概率圖--——正態(tài)配對T：P值小于0。05,顯著的，拒絕Ho,均值后比前大，前9洞比后9洞好單邊：Ha:前9洞比后9洞打得好備擇：選小于P值=0。04〈0。05,拒絕Ho單因子方差分析(OnewayANOVA):(書7—9)X大于2個水平以上樣本檢驗路徑：穩(wěn)定性:針對每個水平(樣本量小的話，可以省略此步)數(shù)據(jù)形態(tài)(樣本量小的話，可以省略此步)離散程度:等方差檢驗中心趨勢:若P<a,要研究哪個不等,多重比較(Fisher)殘差檢驗J檢驗(實際的顯著性)單因子方差分析：比較 FISHER 區(qū)間跨過0的表示差異不大,不跨越0表示差異大一元ANOVA原理：(筆記，書7—14)F=MSB/MSF=(SSF/a—1)/(SSE/N—a)F值越大，P值越小概率分布圖：分子自由度2分母自由度87輸入常量F=44.6P值=0〈0.05，拒絕Ho殘差：單因子方差分析殘差正態(tài)分布好的擬合圖，三個擬合值相似(筆記)好的時序圖：隨機波動因子變異占總變異的百分比R-Sq=50.72％非參數(shù)檢驗：(非正態(tài)，或不等方差)P=0,三人的均值不等作業(yè)：(DMONEWAYANOVA)等方差檢驗:置信區(qū)間基本重疊，方差沒有顯著差異P值=0。92〉0。05,數(shù)據(jù)正態(tài)單因子方差分析：Fisher95％兩水平差值置信區(qū)間x水平間的所有配對比較同時置信水平=73。57％x=15減自:x下限中心上限—--—-——+———-—-—-—+-—-——-—-—+-161。8555。6009.345(-———＊—-—)174。0557。80011.545(—--—＊———)188。05511.80015.545(—-—＊——-)19—2.7451.0004。745(———*---—)--—-————+——--—-——-+——————-——+—--————-—+—-8。0 0.0 8.0 16.015和19沒有顯著差異x=16減自：x下限中心上限 ——+-—— ——+-—-—————+ —-—-—+—17—1。5452.2005.945(—-—*——)182.4556.2009.945(———＊—-)19—8。345-4.600-0.855(—-—＊—--) -\- +—8。0 0.0 8。0 16.016和17沒有顯著差異x=17減自：x下限中心+—上限+— P—.——十180。2554。0007。745(--—-＊--——)19—10。545-6.800—3.055(—--—＊—-—)——十 -8。00.08。0 16.0無x=18減自:x下限中心上限-H- +- - - H—++ + +無—8.0 0。08。0 16.0單因子方差分析：y與x來源自由度 SS MS F Px 4 475.76 118.94 14。760。000誤差 20 161。20 8。06合計 24 636。96S=2.839 R—Sq=74。69%R—Sq(調(diào)整)=69。63%平均值(基于合并標(biāo)準(zhǔn)差)的單組水平N平均值標(biāo)準(zhǔn)差—-——-—+——--———-—+—15 59。8003。347(—--—-*————)16 515.400 3.130 (--——＊——-—)17 517。600 2。074 (—--—＊-—95%置信區(qū)間-———-—+———-———)—---+---18521.6002。608 (-——＊——--)19510.8002。864 (—————*-———)—————-+-——--—-—-+-——10.0 15.0 20.0-——-—-+——-—--—25。0—-+---合并標(biāo)準(zhǔn)差=2。839P值=0,拒絕HoR—Sq=74.69％，變異因子占總變異74％以上,證明焊接強度對電流強度有影響殘差分析：作業(yè):穩(wěn)定性：高中低三個部分差異較大，穩(wěn)定性還可以數(shù)據(jù)形態(tài):Bottom正態(tài)分布Middle&top不正態(tài)分布等方差檢驗：三組數(shù)據(jù)有非正態(tài)的，看LEVENE檢驗的P值=0.824〉0.05置信區(qū)間有重疊,方差無太大差異中心趨勢：（非正態(tài)，等方差）單因子方差分析：sales與productplacement來源 自由度SSMSFPproductplacement 2 2398。2 1199。1 46.910。000誤差 87 2223。9 25.6合計 89 4622。1S=5。056R—Sq=51。89%R-Sq（調(diào)整）=50。78%P=0,平均銷量不同平均值（基于合并標(biāo)準(zhǔn)差）的單組95%置信區(qū)間水平N平均值標(biāo)準(zhǔn)差————-—--+——-—-—---+ —-———+——--—--——+-bottom3062。867 4。281（—-—＊--）middle3075。3674。846 （——-＊--）

top3067。top3067。467 5.906(---*——-)++ ++65。0 70.0 75.0 80。0合并標(biāo)準(zhǔn)差=5。056Middle=75,最多Top=67,其次Bottom=62,最少兩個藍色點影響正態(tài)性，去掉兩個點非參數(shù)檢驗：（非正態(tài)）Kruskal-Wallis檢驗：sales與productplacement在sales上的Kruskal—Wallis檢驗productplacementN中位數(shù)平均秩Zbottom3063.0023.3—5.70middle3077.0070.36。36top3068.0043.0-0。65整體9045.5H=48.90DF=2P=0。000H=49.10DF=2P=0.000（已對結(jié)調(diào)整）Middle=77，最多Top=68,其次Bottom=63,最少單一X（離散）與單一Y（連續(xù)）統(tǒng)計分析法總結(jié)：X的水平數(shù)目的路徑 中心趨勢 離散度均值 中位數(shù)1 與標(biāo)準(zhǔn)值比較 T檢驗（書6—12） 1Z（總已知）/1t（未知） 1w圖形化匯總，看。的CI2相互比較水平間獨立：t檢驗（6—23）,。相等：2弋或一元ANOVA/。不相等：25M-W正態(tài)：F檢驗水平間不獨立：t檢驗（6—12）t—t/1t（對差值）1W不正太:LEVENE檢驗2個以上兩兩比較一元ANOVA(7—9)。相等：一元ANOVAK-W正態(tài)：Bartlett檢驗M-M 不正太：Levene檢驗9912。000。75089。670.2871112。000.083710。331。0752516.005。063合計 60卡方=10。888，卡方獨立性檢驗：XY關(guān)聯(lián)性強弱（8—10）自由度DF=（X水平數(shù)一1）*（Y水平數(shù)一1）例題：（書8—11）卡方檢驗:BAD，GOODBADGOOD合計TOC\o"1-5"\h\z1 21 627 64826。21621。791。037 0。0442 33 467 50020。23479.778。065 0。3403 10 424 43417.56416.443。253 0。137合計64 15181582卡方=12。876，DF=2，P值=0.0022的單元格卡方高1,3良率好2不良品多例題：(creditcard)銀行拒絕信用卡頻率卡方檢驗：Rejected,ApprovedRejectedApproved合計TOC\o"1-5"\h\z27 3624。000.37521 2919。330。14425 3624。000。04224 3120。670。53823 4832。002。531120 180DF=4，P值=0。028P值-0。028<0。05,拒絕Ho,不同工作日之間有差異，周五拒絕率高例題：（TRGB—MULTIVARI文件）

交叉分組表和卡方（未匯總數(shù)據(jù)）匯總統(tǒng)計量:InvoiceType,Error？行:InvoiceType列:Error？NoYes全部EDI5996853。8614.1468.000。49131。8708*Fax71219272.8619。1492。000.04770。1816*Mail68229071.2818。7290。000。15090。5747*全部19852250198。0052。00250。00*＊＊單元格內(nèi)容：計數(shù)期望計數(shù)對卡方的貢獻Pearson卡方=3。317，DF=2，P值=0。190似然率卡方=3。548，DF=2,P值=0。170P值〉0.05,發(fā)票類型對錯誤率無顯著差異相關(guān)與回歸分析（書9-5）變量間關(guān)系：確定性關(guān)系（科學(xué)關(guān)系,函數(shù)關(guān)系）非確定性關(guān)系：統(tǒng)計上稱為相關(guān)關(guān)系回歸是研究相關(guān)關(guān)系的一種常見的數(shù)理統(tǒng)計方法，得出數(shù)學(xué)表達式（經(jīng)驗公式），用于預(yù)測與控制相關(guān)系數(shù)r：—1WrW1確定性關(guān)系：r=1或一1|一三0。8相關(guān)性強r越大,P越小0WR2W100%在直線性相關(guān)條件下：r2=R2回歸分析是連續(xù)水平的ANOVA一個X值對應(yīng)一個Y值只能用于內(nèi)推法決定系數(shù):（書9—12）R2值 0%-100%之間通常為60%,R2值越高相關(guān)性越強注意:.注意XY是否有因果關(guān)系.其他潛在變量造成XY的改變作業(yè)：。GOLF不同花紋之間,打得距離差別,省去一二步.銀行網(wǎng)點數(shù)據(jù)1不同類型業(yè)務(wù),對等待時間和辦理時間是否有差異不同柜員對等待時間和辦理時間是否有差異回歸分析：Supplier與Customer來源自由度SS來源自由度SSMS回歸12437324373殘差誤差1910698563合計2035071常量 —143.65 83。33Customer1。4591 0.2218S=23。7288 R—Sq=69。5％方差分析R值27.2%,不高散點分布彎曲,需要升階回歸方程為Supplier=—144+1。46Customer自變量系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤TP—1。720。1016.580。000R-Sq（調(diào)整）=67。9%FP43.290。000選擇“二次“Flight文件：相關(guān):y，xy和x的Pearson相關(guān)系數(shù)=—0。869（相關(guān)性強）P值=0。001回歸分析：y與x回歸方程為y=430-4.70xTP5TP5。960.000常量430.19 72。15x—4.70060x—4.70060。9479—4。960.001S=18.8872 R—Sq=75。5％R-Sq（調(diào)整）=72.4%方差分析來源自由度SSMSFP來源自由度SSMSFP回歸 1 8772。6 8772.6 24。590.001殘差誤差 8 2853。8 356。7合計 9 11626。4異常觀測值擬合值 標(biāo)準(zhǔn)化觀測值x觀測值xy擬合值標(biāo)準(zhǔn)誤殘差殘差991。418。00 0。55 15。9017。45 1。71XX表示受X值影響很大的觀測值.80%時，Y為54。8Paint文件：相關(guān)：AirPressure,ThicknessAirPressure和Thickness的Pearson相關(guān)系數(shù)=0.920（相關(guān)性高）P值=0。000相關(guān)：Viscosity，ThicknessViscosity和Thickness的Pearson相關(guān)系數(shù)=—0.242（相關(guān)性低）P值=0。290回歸分析：Thickness與AirPressure回歸方程為Thickness=-44.13+1.020AirPressureS=4。09824R-Sq=84。6% R—Sq（調(diào)整）=83。8%方差分析來源自由度SSMSFP回歸 1 1750.12 1750。12 104。200。000誤差 19 319。12 16。80合計 20 2069。24多項式回歸分析：Thickness與Viscosity回歸方程為Thickness=—318。1+36.69Viscosity—0。993Viscosity*＊2S=10。2206 R—Sq=9。1%R-Sq（調(diào)整）=0。0%方差分析來源自由度SSMSFP回歸2188。9494。4690.900.422誤差181880。30104。461合計202069。24方差的序貫分析來源自由度SSFP線性1121。5561。190。290二次167.3820。650。432Cust文件：回歸分析:Resp_Time與Distance回歸方程為Resp_Time=199。3—2。209Distance=0.0%Level*＊295。5%S=110。778 R—Sq=0。3%=0.0%Level*＊295。5%方差分析來源自由度SSMSFP回歸 1 4945 4945.1 0。400。527誤差 141 1730308 12271。7合計 142 1735253多項式回歸分析：Resp_Time與Exp。Level回歸方程為Resp_Time=12。65—3.166Exp。Level+0.2125Exp.S=23。3276R-Sq=95。6%（相關(guān)）R-Sq（調(diào)整）=方差分析來源自由度SSMSF P回歸216590688295341524.380。000誤計1421735253方差的序貫分析來源自由度SSFP線性116192411968.000。000二次13982773。190。000精益分析工具:價值流圖（VSM）：產(chǎn)品或服務(wù)通過價值流時，有信息和材料的流動（1書6—34）AsisVAM現(xiàn)況TobeVSM未來＜增值非增值:必須：安全不必須：浪費（搬運，返工）增值效率（PCE）;總增值時間VAtime/總生產(chǎn)周期leadtime工具：VISO/igrafx價值分析步驟:（書10—8）用流程圖確定步驟周期按增值非增值分類計算增值效率改進Invoicingvalueanalysis文件物理流程圖（意大利面條圖）書10-145s方法論：整理:只擺放需求的物品整頓:擺放成易于使用的方式清掃：打掃剩余物品清潔：減少變異,標(biāo)準(zhǔn)習(xí)慣：設(shè)置紀(jì)律5s測量水平（書10-18）精益的改善技術(shù)：SMED快速換型：基本步驟：觀察流程區(qū)分內(nèi)部外部作業(yè)轉(zhuǎn)換（內(nèi)部：只有停機后做的事）將內(nèi)部轉(zhuǎn)換為外部作業(yè)縮短內(nèi)部作業(yè)縮短調(diào)試時間縮短外部作業(yè)差錯預(yù)防：（書11—19）斷根原理保險原理:雙保險（預(yù)防）自動原理（預(yù)防）相符原理（偵測）順序原理隔離原理重復(fù)原理標(biāo)示原理警告原理緩和原理條件原理實驗設(shè)計方法簡介：被動地：觀察自然發(fā)生的（多變量研究）用實驗的方法：引起可提供信息的事件實驗設(shè)計望大（質(zhì)量）望?。ǔ杀镜?，不良品）望目（目標(biāo)值）DOE全因子實驗：（書12—7）隨機化:將噪音固定,區(qū)集化重復(fù):再現(xiàn)（仿行）：推論范圍：狹義推論，廣義推論

2k因子設(shè)計：K個因子，2個水平（書12—11）Effect值（書12—12）去掉ABC,BC影響不大擬合因子：Y與A,B,CY的效應(yīng)和系數(shù)的估計（已編碼單位）項效應(yīng)系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤TP常量64.250 0。1768363。450。000A23。00011.500 0。176865。050。000B-5。000-2。500 0.1768-14.140。005C1。5000。750 0。17684.240。051A＊B1.