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Abril Videla Fórmulas parcial 1 Test de Precisión 𝑆2(𝑛 − 1) 𝜎2 < 𝑋𝑛−𝛼 2 (𝜈) - S desviación estándar muestral: =DESVEST( - (n-1) grados de libertad - 𝜎 = 𝑓ó𝑟𝑚𝑢𝑙𝑎 𝑒𝑠 𝑙𝑎 𝑝𝑎𝑡𝑟𝑜𝑛𝑖𝑧𝑎𝑑𝑎 - 𝜎 desviación estándar poblacional =VAR( (no lo he usado) - 𝑋2 = 𝑃𝑅𝑈𝐸𝐵𝐴. 𝐶𝐻𝐼. 𝐼𝑁𝑉(0,05; 𝐺𝐿) Podemos concluir que para n-1 grados de libertad y 95% de probabilidad, la precisión de las mediciones de los laboratorios x se encuentran dentro/fuera de control, debido que el valor de Ji² es mayor/menor que el cociente de varianzas multiplicado por los grados de libertad en todos los casos presentados. Test de veracidad - Se hace para los que tuvieron precisión - 𝜇 es la media verdadera o patrón (dato) - �̅� es la media calculada con el promedio Intervalo de confianza, media poblacional - Al sacar el de la “verdadera media” uso el valor promedio �̅� 𝑦 𝑆 - Si usara 𝜇 𝑢𝑠𝑜 𝜎 Abril Videla Construcción de la prueba de hipótesis - Para encontrar el z observado 𝑍 = (𝑥−𝜇) 𝜎 √𝑛 o Utilizo la desviación patronizada - Construyo la región crítica con Z=DISTR.NORM.ESTAND.INV(0,0975) o cualquiera sea la probabilidad: (1 − 𝛼 2 ) - Calculo el P=DISTR.NORM.ESTAND(Zo) - ACEPTO HIPÓTESIS NULA 𝑝 > 𝛼 - RECHAZO HIPÓTESIS NULA 𝑝 ≤ 𝛼 Conclusión: Acepto/rechazo la hipótesis nula. El valor P indica que hay un …% de probabilidad que los valores estén dentro de los límites, pero hay un (1-…%) de probabilidad de rechazar la hipótesis nula siendo esta verdadera Ensayo de Repetitividad y Reproducibilidad - La repetitividad es del equipo y la reproducibilidad del operario - Rango= ABS(una medición-otra) - 𝑥𝐴 = 𝑃𝑅𝑂𝑀𝐸𝐷𝐼𝑂( - 𝑅𝐴 = 𝑃𝑅𝑂𝑀𝐸𝐷𝐼𝑂( - 𝑅𝑎𝑛𝑔𝑜 𝑚𝑒𝑑𝑖𝑜 = �̅̅� = 𝑅𝑀 = 𝑝𝑟𝑜𝑚𝑒𝑑𝑖𝑜(𝑅) - 𝑅𝑎𝑛𝑔𝑜 𝑑𝑒 𝑙𝑎𝑠 𝑚𝑒𝑑𝑖𝑎𝑠 = 𝑅𝑋 = 𝑎𝑏𝑠(𝑅1 − 𝑅2) - 𝐿í𝑚𝑖𝑡𝑒 𝑠𝑢𝑝𝑒𝑟𝑖𝑜𝑟 𝑑𝑒 𝑐𝑜𝑛𝑡𝑟𝑜𝑙 = 𝐷4 ∗ 𝑅𝑀 Repetitividad - 𝜎𝑅𝐸𝑃𝐸𝑇 = 𝑅𝑀 𝑑2 - 𝑉𝑎𝑟𝑖𝑎𝑐𝑖ó𝑛𝐸𝑥𝑝𝑎𝑛𝑑𝑖𝑑𝑎𝐸𝑞𝑢𝑖𝑝𝑜 = 𝑉𝐸 = 5,15 ∗ 𝜎𝑅𝐸𝑃𝐸𝑇 Reproducibilidad - 𝜎𝑅𝐸𝑃𝑅𝑂𝐷 = 𝑅𝑋 𝑑2∗ - 𝑉𝑎𝑟𝑖𝑎𝑐𝑖ó𝑛𝐸𝑥𝑝𝑎𝑛𝑑𝑖𝑑𝑎𝑂𝑝𝑒𝑟𝑎𝑟𝑖𝑜 = 𝑉𝑂 = 5,15 ∗ 𝜎𝑅𝐸𝑃𝑅𝑂𝐷 - Abril Videla También se puede usar 𝑘1 = 𝑡𝑎𝑏𝑙𝑎 𝑛 = 𝑛ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑚𝑒𝑑𝑖𝑐𝑖𝑜𝑛𝑒𝑠 𝑡 = 𝑛ú𝑚𝑒𝑟𝑜 𝑑𝑒 𝑒𝑛𝑠𝑎𝑦𝑜𝑠 Error de medición (o variación combinada) 𝐸𝑀 = 5,15 ∗ 𝜎𝑅𝑌𝑅 = √𝑉𝐸2 + 𝑉𝑂2 𝜎𝑅𝑌𝑅 = 𝐸𝑀 5,15 Error máximo de medición ±2,575 ∗ 𝜎𝑅𝑌𝑅 Índice de precisión y tolerancia - 𝐿𝑆𝐸 𝑦 𝐿𝐼𝐸 = 𝑑𝑎𝑑𝑜 𝑐𝑜𝑚𝑜 𝑑𝑎𝑡𝑜 Calibración Abril Videla Carta X-R Para muestras menores a 7 Carta R 𝐷4 = 𝑡𝑎𝑏𝑙𝑎 = 1 + 3𝑑3 𝑑2 𝐷3 = 𝑡𝑎𝑏𝑙𝑎 = 1 − 3𝑑3 𝑑2 𝐿𝑆𝐶 = �̅�𝐷4 𝐿𝐶 = �̅� 𝐿𝐼𝐶 = �̅�𝐷3 Carta X 𝐴2 = 3 𝑑2√𝑛 𝐿𝑆𝐶 = �̅̅� + 𝐴2�̅� 𝐿𝐶 = �̅̅� 𝐿𝐼𝐶 = �̅̅� − 𝐴2�̅� Conclusión: podemos establecer que el proceso podría estar fuera/dentro de control ya que: En la carta R y luego en la X voy analizando, puntos por encima/debajo de LC (a partir de 3 es significante), puntos cerca, fuera o sobre los límites sup o inferior, 7 puntos seguidos que crecen o decrecen, comportamiento aleatorio (zigzag). Valor de 𝜎 = �̅� 𝑑2 Abril Videla Falsa alarma Cada cuántas muestras ocurre una falsa alarma 𝐴𝑅𝐿0 = 1 𝛼 = 1 𝑝 Conclusión: Se puede concluir que hay una probabilidad del … de que ocurra un falsa alarma. Cada … muestras ocurrirá una falsa alarma. Mediciones fuera de especificación Igual que la falsa alarma Conclusión: Cada 100 elementos/mediciones, 21 (ej) están fuera de especificación Probabilidad de no detectar el cambio en la media Utilizo las fórmulas para LSC y LIC 𝑝𝐿𝑆𝐶 = 𝐷𝐼𝑆𝑇𝑅.𝑁𝑂𝑅𝑀.𝐸𝑆𝑇𝐴𝑁𝐷(𝑧𝐿𝑆𝐶) 𝑝𝐿𝐼𝐶 = 𝐷𝐼𝑆𝑇𝑅.𝑁𝑂𝑅𝑀.𝐸𝑆𝑇𝐴𝑁𝐷(𝑧𝐿𝐼𝐶) 𝛽 = 𝑝𝐿𝑆𝐶 − 𝑝𝐿𝐼𝐶 𝐴𝑅𝐿1 = 1 1 − 𝛽 Conclusión: La probabilidad de no detectar cambio en la media es del %, en la primera muestra. ARL1: Hay que sacar en promedio, un valor de… muestras para detectar el cambio Normalizando 𝑠𝑎𝑏𝑖𝑒𝑛𝑑𝑜 𝑞𝑢𝑒 𝑧 = �̅� − 𝜇 𝜎 𝑛 𝑦 𝑞𝑢𝑒 𝜇 = 𝑋 𝑝 = 𝑃 𝑥 < 𝐿𝐼𝐶 +𝑃 𝑥 > 𝐿𝑆𝐶 = 𝑃 𝑥 < 𝐿𝐼𝐶 + 1− (𝑥 < 𝐿𝑆𝐶) 𝑝 = 𝑃 𝑍 < 𝐿𝐼𝐶 −𝑋 𝜎 𝑛 +𝑃 1− 𝑍 < 𝐿𝑆𝐶 − 𝑋 𝜎 𝑛 𝑝 = 𝑃 𝑍 𝐸 < 𝐿𝐼𝐸 − 𝑋 𝜎 + 𝑃 1 − 𝑍 𝐸 < 𝐿𝑆𝐸 − 𝑋 𝜎 𝑠𝑎𝑏𝑖𝑒𝑛𝑑𝑜 𝑞𝑢𝑒 𝑧 = �̅� − 𝜇 𝜎 √𝑛 𝑦 𝑞𝑢𝑒 𝜇 = 𝑋 Abril Videla CARTA X-S Carta S 𝐿𝑆𝐶 = 𝐵4𝑆̅ 𝐿𝐶 = 𝑆̅ 𝐿𝐼𝐶 = 𝐵3𝑆̅ Carta X 𝐴3 = 3 𝑐4 ∗ √𝑛 𝐿𝑆𝐶 = �̅̅� + 𝐴3𝑆̅ 𝐿𝐶 = �̅̅� 𝐿𝐼𝐶 = �̅̅� − 𝐴3𝑆̅ CARTA PARA MEDICIONES INDIVIDUALES (MR) Carta de mediciones individuales 𝐿𝑆𝐶 = �̅� + 3𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ 𝑑2 𝐿𝐶 = �̅� 𝐿𝐼𝐶 = �̅� − 3𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ 𝑑2 𝑑2 𝑝𝑎𝑟𝑎 𝑛 = 1 = 1,128 Carta de rango móvil 𝐿𝑆𝐶 = 𝐷4𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ 𝐿𝐶 = 𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ 𝐿𝐼𝐶 = 𝐷3𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ Varianza 𝜎 = 𝑀𝑅̅̅ ̅̅̅ 𝑑2
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