统计过程控制案例分析

1、最新资料推荐统计过程控制(SPC)案例分析、用途1. 分析判断生产过程的稳怎性，生产过程处于统计控制状态。2. 及时发现生产过程中的异常现象和缓慢变异，预防不合格品产生。3. 查明生产设备和工艺装备的实际精度，以便作出正确的技术决圧。4. 为评定产品质量提供依据。二、控制图的基本格式1. 标题部分X-R控制图数据表质量特性LCL产品名称工作指令编号收集数据 期间质量特性车|YiJ观察方法规泄日产量设备编号规格界限 (或要求)Tu抽 样间隔操作人员TL数量作业指导书编号仪器编号检验人员生产过程 质量要求日 期时|Hj样本号测定值均值片极差R备注XIX2X3X4X5计算：乂图：CL二丘R图：CL=

2、RUCL= X +UCL= D-RLCL=X-A2RLCL 二 D 求2.控制图部分眾新将品资料整理推荐.更新T-O二一年一月二十七口 2021年1月27 口星期三20:47:59> 样本号在方格纸上作出控制图:片一尺控制图乂图R图说明操作人班组长质量工程师横坐标为样本序号，纵坐标为产品质量特性。图上有三条平行线: 实线CL：中心线虚线UCL：上控制界限线LCL：下控制界限线。三、控制图的设计原理1. 正态性假设：绝大多数质量特性值服从或近似服从正态分布。2. 3cr 准则：99.73%。3. 小概率事件原理：小概率事件一般是不会发生的。4. 反证法思想。四、控制图的种类1. 按产品质量

3、的特性分：（1）计量值（X-R,X-R,X-RS9X-S）（2）计数值（p, pn, u, c 图）。2. 按控制图的用途分：（1）分析用控制图；<2）控制用控制图。五、控制图的判断规则1. 分析用控制图：规则1判稳准则绝大多数点子在控制界限线内（3种情况）;规则2 判异准则排列无下述现象（8种情况）。2. 控制用控制图：规则1每一个点子均落在控制界限内。规则2控制界限内点子的排列无异常现象。【案例X-R控制图示例某手表厂为了提高手表的质量，应用排列图分析造成手表不合格品的各种原因，发 现"停摆”占第一位。为了解决停摆问题，再次应用排列图分析造成停摆事实的原因， 结果发现主要是

4、由于螺栓松动引发的螺栓脱落成的。为此厂方决怎应用控制图对装配作 业中的螺栓扭矩进行过程控制。分解：螺栓扭矩是一计星特性值，故可选用基于正态分布的计量控制图。又由于本 例是大量生产，不难取得数据，故决上选用灵敏度高的X-R图。解：我们按照下列步骤建立X-R图步骤1：取预备数据，然后将数据合理分成25个子组，参见表1。步骤2：计算各组样本的平均数乙。例如，第一组样本的平均值为：154+174+164+166+162，一 门X. = 164.015其余参见表1中第（7）栏。步骤3：计算备组样本的极差例如，第一组样本的极差为:Rx = max Xj- nin 忆= 174-154 = 20其余参见表1

5、中第（8）栏。表1：【案例1的数据与X-R图计算表序号观测值£ si二 1, , 25(6)(7)R,(8)X"(1)X辽(2)X,3(3)(4)X"(5)115417 1161160162820164. 0202166170162166161828165. 683168166160162160816163. 284168164170164166832166. 46L0153165162165167812162. 4146164158162172168824164. 8147167169159175165835167. 0168158160162164166810

6、162. 089156162161152164798159. 61210174162162156174828165. 61811168174166160166931166. 81412118160162161170804160. 82213165159117153151775155. 01814164166161170161828165. 6615162158154168172814162. 81816158162156161152792158. 412最新资料推荐序号观测值£切/=1,-,25(6)(7)(8)X"(1)X"(2)X"(3)Xg(4)X

7、洛(5)17151158151181168812162. 43018166166172164162830166. 01019170170166160160826165. 21020168160162154160804160. 81421162161165169153813162. 61622166160170172158826165. 21423172161159167160822164. 41324174164166157162823164. 61725151160164158170803160. 619步骤4:计算样本总均值戸与平均样本极差斤。由于工疋=4081.8V/? = 357,故:

8、X = 163.272 ,斤= 14.280。步骤5：计算R图的参数。先计算:R图的参数。从口、Dt系数表可知，当子组大小”二5, Df2. 114, D,二0,代入 R 图的公式，得到： UCLr = D4= 2.114x 14.280 = 30.188CLr=R = 14.280极差控制图:135791113151719212325均值控制图:LCLk = D 汞=眾新将品资料整理推荐.更新T-O二一年一月二十七口 2021年1月27 口星期三20:47:59图1【案例1】的第一次乂_R图参见图1。可见现在R图判稳。故接着再建立片图。由于”5,从系数A：表知矩二0. 577, 再将戸= 1

9、63.272,丘= 14.280代入乂图的公式，得到乂图：UCLX =壬 + 仏斤=163.272 + 0.577 xl4.280« 171.512CLX = = 163.272LCLX =-A2R=63.272 - 0.577 x 14.280 «155.032因为第13组乂值为155. 00小于LCq,故过程的均值失控。经调查其原因后，改 进夹具，然后去掉第13组数拯，再重新汁算R图与片图的参数。此时，。163.617V 4081 .8-155.0X =2424代入R图与乂图的公式，得到R图：UCLr =D4# = 2.114x14.125 29.860CLk =臣21

10、425LCLr =£>3斤'=0从表1可见，R图中第17组R二30出界于是舍去该组数据，重新计算如下:=E£= 339 -30 w134352323齐空= 3926 262.4 “63.6702323R图：UCLr =Q斤" = 2.114x13.435 28.402CLk =斤” =13.435LCLr =从表1可见，R图可判稳。于是计算乂图上，见图2此时过程的变异度与均值均处 于稳态。步骤6：与规范进行比较对于给泄的质星规范八=140,乙=180,利用斤和f计算C-极差控制图:均值控制图:图2【案例1】的第二次乂_R图彩 5.776R 13.43

11、5(J =d2 2.3267-7£=180-140%ii56a 6x5.776由于戸=163.670与容差中心M二160不重合，所以需要计算CPK。|M-|1160-163.6701K = 0.18T/2(180-140)/2CpK =(l K)Cp =(1-0.18)x1.15 =0.94可见，统计过程状态下的Cp为1. 16>1,但是由于&与"偏离，所以CPK<.因此， 应根揺对手表螺栓扭矩的质量要求，确怎当前的统汁过程状态是否满足设汁的、工艺的 和顾客的要求，决定是否以及何时对过程进行调整。若需调整，那么调整数应重新收集 为拯，绘制X-R图。步骤7

12、：延长统计过程状态下的X-R图的控制限，进入控制用控制图阶段，实现对 过程的日常控制。最新资料推荐【案例2】乂7图为充分利用子组信息，对【案例1】选用X-s图。解：步骤如下：步骤1：依拯合理分组原则，取得25组预备数据，参见表2。表2：手表的螺栓扭矩子组号直径平均值兀标准差片X2X、X4X,1154174164166162164. 07.2112166170162166164165. 62. 9663168166160162160163. 23. 6334168164170164166166. 42. 6085153165162165167162. 45. 550616415816217216

13、8164. 85. 4047167169159175165167.05.8318158160162164166162.03. 1629156162164152164159. 65. 36710174162162156174165. 68. 05011168174166160166166. 85. 02012118160162164170160. 88. 07513165159147153151155.07. 07114164166164170164165.62. 60815162158154168172162. 87. 29416158162156164152158. 44. 77517151

14、158154181168162. 412. 21918166166172164162166. 03. 74319170170166160160165. 25. 02020168160162154160160. 85. 02021162164165169153162. 65. 94122166160170172158165. 26. 09923172164159165160164. 05. 14824174164166157162164. 66. 22925151160164158170160. 67. 057步骤2：计算各子组的平均值用和标准差片。各子组的平均值见表2 （与表1相同），而标准差

15、需要利用有关公式计算，例如，第 子组的标准差为：丁( X厂乂1)|気(154 164)2+(174 164f+(164 164卩+(166 164卩+(162 164)25-1z=订=7.2115 1其余参见表2中的标准差栏。步骤3：计算所有观测值的总平均值和平均标准差得到X =163.256, 5 = 5.644 o 步骤4：计算£图的控制限，绘制控制图。先计算£图的控制限。从计量控制图系数表可知，当子组大小二5时，6=2.089, 禺=0,代入s图公式，得到：UCLS = Bas = 2.089x5.644= 11.790CLs=s= 5.644LCLS =B£

16、;= 相应的s控制图见图3o标准差控制图：图3 表1中25个子组的标准差控制图可见，s图在第17点超出了上控制限，应查找异常的原因，采取措施加以纠正。为 了简单起见，我们将第17子组剔除掉。利用剩下的24个子组来重新计算乂-$控制图的 控制限。得到：Y = 163.292, 5=5370= 2.089 , 83 = 0，代入S图的控制限公式，得到：UCLS = B4s = 2.089x 5.370 =11.218CLS =5 = 5.370LCLS =B£ = 参见图4的标准差控制图。可见，标准差S控制图不存在变差可查明原因的八种模 式，那么，可以利用f来建立片图。由于子组大小”二5

17、,从计量控制图系数表知，金=1.427, 将壬= 163.292, J = 5370代入片图的控制限公式，得到：UCLX = X + A35 = 163.292+ 1.427 x 5.370 怎 170.955CLX = 163.292LCLX =立-停=163.292 一 1.427 x 5.370 w 155.629 相应的均值控制图见图4。标准差控制图：均值控制图:170. 955163. 292155. 629图4 剔除第17子组后得到的乂 “控制图由图4的均值控制图可知，第13组乂值为155. 00小于LCLX,故过程的均值失控。 调查其原因发现是夹具松动造成的，已经很快进行了纠正，

18、在采集第14个子组的数据时, 该问题已获解决。故可以去掉第13子组的数据，重新计算R图与乂图的参数。此时， X =163.617, 5 =5.265 o代入R图与5图的控制限公式，得到：S图：UCLS = S4s = 2.089x5.265=10.999CLS = J = 5.265LCLS =B$ = 参见图5的标准差控制图。可见，标准差s控制图不存在变差可查明原因的八种模 式，那么，可以利用£来建立乂图。由于子组大小二5,从计量控制图系数表知，角= 1.427, 将壬= 163.617, 5=5.265代入F图的控制限公式，得到：UCLX = X += 163.617+ 1.42

19、7x5.265 怎 171.131CLX =X =163.617LCLX = 163.617-1.427 x 5.265 « 156.104参见图5的均值控制图。标准差控制图均值控制图:眾新将品资料整理推荐.更新T-O二一年一月二十七口 2021年1月27 口星期三20:47:59图5 再去掉第13个子组后得到的X s控制图由图5的均值控制图可知，没有出现变差可查明原因的八种模式。即标准差控制图 和均值控制图都没有出现可查明原因的八种模式，说明装配作业中螺栓扭矩的生产过程 处于统计控制状态。步骤5：与容差限比较，计算过程能力指数。已知手表螺栓扭矩的容差限为：三=140,心=180。利

20、用得到的统计控制状态下的 £ = 163.617 , 5 = 5.265来计算过程能力指数：5.2650.940= 5.601由于壬= 163.617与容差中心M=(7；+7；)/2 = 160不重合，所以，有必要计算有偏 称的过程能力指数。K二阿一川1160-163.61713.617= 0.18TH (Tu-Tl)/220CpK =(l K)Cp =(1-0.18)x1.19 = 0.9758可见，统计控制状态下的过程能力指数为1. 19,大于1,但是，由于存在分布中心 与容差中心的偏移，故有偏移的过程能力指数不足1。因此，应该根拯对手表螺栓扭矩 的质量要求，确定当前的统计控制状

21、态是否满足设计的、工艺的、顾客的要求，决总是 否以及何时对过程进行调整。若需进行调整，那么调整后，应重新收集数据，绘制S 控制图。由于X-R控制图以平均极差豆为。的估计值，乂-$控制图以平均子组标准差壬为 cr的估计值，所以，运用X-R控制图与运用乂-s控制图分析同一个问题，得到的过程 能力指数一般略有不冋。因为子组极差R只利用了子组中的最大值和最小值的信息，而 子组标准s充分利用了子组中所有的信息，所以，当X-R控制图与乂-s控制图的分析 结果不同时，尽管R图计算上比£图简单，但仍建议以乂-s控制图的结果为准。步骤6：延长统计控制状态下的F-s控制图的控制限，进入控制用控制图阶段，

22、实 现对过程的日常控制。【案例3】X-R,图表3给出了连续10批脱脂奶粉的样本“水分含量百分比”的实验室分析结果。半一 个样本的奶粉作为一批的代表，在实验室对其成分特性进行分析测试，如脂肪、水分、 酸度、溶解指数、沉积物、细菌以及乳淸蛋白。希望将该过程的产品水分含量控制在4% 以下。同于发现单批内的抽样变差可以忽力，因此决疋对每批只抽取一个观测值，并以 连续各批的移动极差作为设置控制限的基础。表3：连续工0个脱脂奶粉样本的水分含量百分比批号1231567S910X： %水分含量2.93. 23.64. 33.83.53.03. 13.63. 5R：移动极差0. 30.40. 70. 50. 3

23、0. 50. 10. 50. 1X =3.45%R = 0.38%移动极差(R)控制图：CL = R=0.38UCL = D4R= 3.267 x 0.38 = 1.24LCL = D3 = 0x0.38 (因为“小于7,故不标出LCL)系数0和D*的值由计量控制图系数表中按"二2行査得，由于该移动极差图已呈现 出统计控制状态，于是可进行单值控制图的绘制。单值X控制图：CL = X= 3.45UCL = X+E2R=3.45 + (2.66 x 0.38) = 4.46LCL = X-E2R= 3.45-(2.66 x 0.38) = 2.44系数d的值由计量控制图系数表中"

24、;二2时的码给出。控制图绘制于图6中。该控制 图表明过程处于统计控制状态。水分含量百分比XUCL= 4.46片= 3.45LCL=2.44图6表3数据的单值X控制图【案例4】Me-R图某机器生产电子盘片。规怎的厚度为0. 0070. 016cm每隔半小时抽取样本量为5 的样本（子组），记录其中心厚度（cm）,如表4所示。拟建立一个中位数图以达到控制 质量的目的。中位数值和极差值也一并在表4中给也。表4：云母盘片厚度的控制数据单位：O.OOlcm子组号i直径中位数My极差心X|X，X3X斗Xs1148121281262111013810105311121614912741612171513155

25、51512141071286138151581377141213101613681110816101089141012971071012101214101241110128101210412101088101021381210810104141381114121261578141311117子组的中位数平均值和极差平均值计算如下：莎=子组中位数的平均值J2 + 10 + ； + 11晋=47R =平均极差二Z + ；=罟=5.73极差图计算如下：R图：CL = R =5.73i/CL = £>4 = 2.114x5.73 = 12.11LCL = D,R =0x5.13 （由于

26、“小于7,故不标出LCL）系数0和Q的值可由计量控制图系数表"5行查得。由于该极差图已呈现出统汁 控制状态，于是能按此求出中位数控制图的控制线。中位数控制图：CL = 11.47UCLMc = Me+ 儿斤=11.47 + (0.69x 5.73) = 15.42LCL=-A4R=.41- (0.69 x 5.73) = 7.52系数A4 =m,A2，其值由计量控制图系数表中“二5行查得，中位数图如图7所示。从 图中显然可见，该过程呈现了统计控制状态。中位数阪：UC厶=15.42L CL=752尿= 11.47图7表4数据的加图与/?图【案例5】"图某半导体厂希望对产品进行

27、质量控制，基础数搏见表5第(2)、(3)栏，在标准值 未定的条件下做P图。表5：p图示例的数据与计算表子组号(1)子组大小m(2)不合格品数£不合格品率P(4)P图的UCL(5)尸图的LCL(6)打点值(7)18520. 0210. 1020. 000-0 73228350. 0600. 1030. 0001. 00736310. 0160. 1120. 000-0. 94546030. 0500. 1140. 0000. 44659020. 0220. 1000. 000-0. 81768010. 0130. 1040. 000-1 22079730. 0310. 0980. 00

28、0-0. 40589110. 0110. 1000. 000-1. 37699420. 0210. 0990. 000-0. 883108510. 0120. 1020. 000-1. 293115500. 0000. 1170. 000-1. 492129210. 0110. 0990. 000-1 390139400. 0000. 0990. 000-1. 950149530. 0320. 0980. 000-0. 36815S100. 0000. 1030. 000-1. 810168270. 0850. 1030. 0002. 178177530. 0100. 1060. 0000.

29、050185710. 0180. 1160. 000-0. 833199160. 0660. 1000. 0001. 135206720. 0300. 1100. 000-0 382218630. 0350. 1010. 000-0 192229980. 0800. 0970. 0002. 158237610. 0130. 1050. 000-1. 160249380. 0860. 0990. 0002. 352257250. 0690. 1070. 0001. 342269790. 0930. 0980. 0002. 7472799100. 1000. 0970. 0003. 1982876

30、20. 0260. 1050. 000-0. 566解：步骤如下：步骤1：计算平均不合格品率戸。得到：戸=禦'=単 =3.9%被检产叩息数 2315步骤2：计算不合格品率控制图的控制限，绘制控制图。UCL/>=p + 3y/p(l-p)/n/CL】、=戸=3.9%LCLp=p-p(-p)lni对于第1个子组，有：UC = ” + 3丿"(1-")/厲=3.9% + 3丿39%(1-39%)/85 =0.102=-0.732图8 某半导体器件2月份抽检结果的不合格品率p控制图由图8可见，第27个子组的不同格品率高于上控制限，应该找出异常的原因加以纠 正。由于上控

31、制限凹凸起伏，不便于观察变差可查明原因的八种模式。故采用标准化打 点值的方法，例如，第一个子组的打点值为：P_D7p(1-P)/hz2/85-0.0393.0000.000-3.000图9标准化打点值的控制图0.039(1-0.039)/85最新资料推荐图9可见：(1) 从第5子组开始到第15子组为止，出现了连续11点落在中心线同一侧的情况, 依判异准则的准则2,属于异常链。(2) 第22到第26子组，出现了连续3点中有2点落在中心线同一侧的B区以外的 情况，依判异准则的准则2,属于异常链。(3) 第27子组超出了上控制限，说明出现异常，应技工出原因加以消除。而且。 控制图显示从第2子组开始就

32、出现了异常，结合第22到第26子组综合分析原因，尽快 加以纠正。综上所述，应尽快查找异常的原因，加以消除。建议重新收集25个子组做控制图， 以再次判断过程是否处于统计控制状态。眾新将品资料整理推荐.更新T-O二一年一月二十七口 2021年1月27 口星期三20:47:59最新资料推荐【案例6】c图一录像带制造商希望控制录像带中的不合格疵点数。录像带按4000m的长度生产， 连续对来自某个过程的20卷录像带（每卷长350m）进行表而检查，得出不合格疵点数 的数据。对此生产过程的一个终端进行了研究。为了控制该生产过程，打算用c图点绘不合格疵点数。表6给出20卷录像带的有关 数探，作为建立c图的预备

33、数据。表6：录像带的预备数据图10表6数据的c图丄=C = = =20 20UCL = c + 3# = 3.4 + 3丽=&9LCL =一3広=34-3屈（由于下控制限不可能为负值，故不标出下控制限）。眾新将品资料整理推荐.更新T-O二一年一月二十七口 2021年1月27 口星期三20:47:59【案例7】“图在某轮胎生产厂，每半小时抽检15个轮胎，记录下总不合格数和单位产品不合格数。决定建立u图（单位产品不合格数图）来研究过程的控制状态。表7给出了有关数据。表7：轮胎厂的单位产品不合格数（每个子组检査的单位产品数 用15）5514x15= 0.26F组号12345689101112

34、1314总计C：不合格数4536215624752355U：单位产品不合格数0. 270. 330. 200. 400. 130. 070. 330. 400. 130. 270. 470. 330. 130. 20根拯表7,按以下方式计算u值的平均值。用总不合格数（表7中。值行）除以被检产品总数（如14X15）：u = 0.262468101214 子组号0. 7-UCL二0. 65CL =历=0.26UCL =帀 + 3y/n7n = 0.26 + 30.26/15 = 0.65LCL =/7-37/77 = 0.26-370.26/15（由于下控制限不可能为负数，故不标出下控制限）。图1

35、1中标绘出了数据点和控制线。此控制图表明过程处于统计控制状态。 注意，由于子组大小为常数，故这里也可采用c图代替u图。单位产品不合格数：单 位 产 品 不 合图表7数据的图【案例8】某厂生产一种零件，其长度要求为49. 50±0. 10mm,生产过程质量要求为CpMl, 为对该过程实行连续监控，试设il X-/?图。某零件长度值数据表（单位:mm）序号XilXi2Xi3Xi4Xi5R备注149. 4749. 4649. 5249. 5149. 4749. 485006249. 4849. 5349. 5549. 4949. 5349. 516007349. 5049. 5349. 4

36、749. 5249 4849. 500006449. 4749. 5349. 5049. 5149. 4749. 496007549. 4749. 5549. 4549. 5349. 5649. 5300. 11649. 4549. 4949. 4949. 5349. 5749. 506012749. 5049. 4549. 4949. 5349. 5549. 505010849. 5049. 5049. 5349. 5149. 47149. 502006949. 5049. 4549. 5149. 5749. 5049. 5060121049. 5049. 4849. 5749. 5549.

37、 5349. 5260091149. 4749. 4449. 5449. 5549. 5049. 5000. 111249. 4949. 5049. 5049. 5249. 5549. 5120061349. 4649. 4849. 5349. 5049. 5049. 4940071449. 5349. 5749. 5549. 5149. 4749. 5260101549. 4549. 4749. 4949. 5249. 5449. 4900091649 4849. 5349. 5049. 5149. 5049. 5040051749. 5049. 4849. 5249. 5549. 5049

38、. 5100071849. 5049. 5149. 4749. 5349. 5249. 5060061949. 5049. 4949. 5249. 5049. 5449. 5100052049. 5049. 5249. 5349. 4549. 5149. 5020082149. 5249. 4749. 5749. 4549. 5249. 5160102249. 5049. 5249 4949. 5349. 4749. 5020062349. 5049. 4749 4849. 5649. 5049. 5020092449. 4849. 5049 4949. 5349. 5049. 5000052

39、549. 5049. 5549. 5749. 5449. 4649. 524011总和值 平均值1237. 66920049. 50680. 0800解：一、收集数据并加以分组在5M1E充分固怎并标准化的情况下，从生产过程中收集数据。每隔2h,从生产过程中抽取5个零件，测量其长度，组成一个大小为5的样本，一共收集25个样本（数据 见上表）。一般*说，制作X-R图，每组样本大小nW10,组数kM25。二、计算每组的样本均值及极差（列于上表）。三、计算总平均和极差平均X =49.5068斤=0.0800四、计算控制线乂图：CL = £ = 49.5068MX =壬 + 仏尺=49.553

40、0LCL =玄- A2R = 49.4606R图：CL = R = 0.0800MX = 2 丘=01692LCL = DyR < 0其中系数A2, D3, D4均从控制图系数表中查得。五、制作控制图在方格纸上分别做乂图和R图，两张图画在同一张纸上，以便对照分析。乂图在上, R图在下，纵轴在同一直线上，横轴相互平行并且刻度对齐。本题中R图的下控制界限线LCLV0,但R要求RM0,故LCL可以省略。均值控制图七、分析生产过程是否处于统汁控制状态。利用分析用控制图的判断原则，经分析生产过程处于统计控制状态。八、计算过程能力指数TT0 201求 Cp 值 Q =丄 Q _/、= 0.97卩 6

41、b 6R/cl2(n)6x0.08/2.3262. 求修正系数"上乩 9.5。69.5。| = ° 06*T/2T/20.20/23. 求修正后的过程能力指数Cpp =(1-幻=0.90.偿若过程质量要求为过程能力指数不小于1,则显然不满足要求，于是不能将分析 用控制图转化为控制用控制图，应采取措施提高加工精度。九、过程平均不合格品率pp = 2- 3Cp(l - 幻-3C“(1 + 灯=2 - (2.71) - (3.11)二 2-0. 9966-0. 9991 二 0. 43%【案例9】某化工厂生产某种化工产品，为了控制产品中主要成分含量而设置质量控制点。若 对主要成分

42、含量的要求为：12. 8±0, 7%,过程质量要求为不合格品率不超过5%,试设 计X-Rs图。解：一、收集数据：在5M1E充分固迄和并标准化的情况下，从生产过程中收集数拯，每 次测一个收据，共需kM25个数据。每隔24小时从生产过程中抽取一个样品化验，共抽 取25个数据。二、计算移动极差：Rxj =|%. -Xy.jl三、求平均值：乂 = 1275,尺=0.40某化工厂产品主成分含量数据表序号123456789101112Xi12. 112. 112. 413.213. 312. 413. 013. 512. 512. 813. 112. 8Rsi00. 30. 80. 10.90.60. 51. 00. 30. 30. 31314151617181920212223242513. 413. 012. 512. 213. 012. 812. 512. 612. 412.812. 70. 4130. 60.40. 50. 30. 80.20. 30. 10.20. 40. 10. 10.4总和:工 XG