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1、由於瑞儀公司之輝度已達顧客要求水準，因此本次實驗之品質特性（y）為導光板經過印刷後其輝度之均齊度，期望導光板上輝度之差異愈小愈好（望小特性）。三、可控因子：此實驗可控因子之選取，係由所有研發及生產工程師多次研討所選取出來的，共14個因子，每個因子以二水準執行實驗，如下表所列：（表1）表1二水準可控因子之說明項目可 控 因 子水 準 一（現行）水 準 二（新案）A成形品放置天數24 hr48 hrB油墨比例1 : 21 17C印壓1 mm1.5 mmD刮刀速度2700 r.p.m2000 r.p.mE烘乾溫度55 C60 CF烘乾速度50 r.p.m35 r.p.mG粘度大小5.5 pas7 p

2、asH起網速度1 sec.0.8 sec.I板距2 mmJ印刷後檢測時間30 min.10 minK刮刀角度50 70 L刮刀使用時間新4 hrM網板張力0.350.3N入光處厚度差0.05 mm0.15mm四、研究工具：1.公式：本實驗每一片導光板所得之品質特性（y）資料，先應用吳建福博士（Dr. C. F. J. Wu ,1986）所提供之轉換公式（4.1）轉成SN比值，SN-log S2 4.1其中，應用鄭燕琴博士（1995）提供之轉換公式（4.2）轉成差異值Dij， 4.2上式，為每一導光板不同位置上輝度相互間之差異值，若0，表示絕對完美的均齊度，由於為望小特性，因此可以利用田口博士（

3、1986）所提供之公式（4.3）轉換成SN比值，SN-10log 4.3。2.直交表及因子配置：此次實驗共有14個二水準之可控因子，可採用之內直交表，而每一實驗組合下各實施五次重複試驗（5片導光板），其因子配置表如下：（表2）表2 因子配置直交表eNO成形品放置天數油墨比例印壓刮刀速度烘乾溫度粘度大小起網板距誤差12345678910111213141516五、資料處理：根據收集之原始資料，導光板上共有25個輝度值，導光板之配置（模組：*）如下圖所示： 171819202122232425圖二導光板配置圖經由現場工作人員將導光板上之光學輝度值測量出來並記錄後，我們可以得到25個輝度值。本次實驗

4、共有16組，而每組實驗中有五次重複試驗，即為5片導光板模組，所以總共需80片導光板，實驗資料值依照（4.1）與（4.3）之公式分別進行運算求出SN比值，運算結果請見原文附錄，其中第十二組及第十三組部份資料遺失（missing）。利用兩種公式運算的目的係相互印證是否有所不同，結果顯示並無差異存在；除此以外，本實驗也應用傳統的變異數分析法（ANOVA）進行分析，結果仍然相同。肆、實驗分析一、回應圖：利用回應表將各因子之T1與T2之值製成回應圖，檢視T1與T2之差異情形。將所有因子之回應圖歸納在同一張紙上，便可清楚地看出每個因子間差異的大小 1.Dr. C. F. J. Wu 之 -log S2 公

5、式圖三-log S2之回應圖2.以SN10log*公式：圖四10log回應圖二、交互作用分析：交互作用可由交互作用圖來觀察，觀察其是否有交叉情形，若有交叉狀況，則表示兩因子間已有交互作用的情況存在 1.以SN-log S2 公式計算：圖五-log S2 公式之交互作用圖圖六10log（1/n）* 之交互作用圖三、傳統變異數分析：因為由回應圖觀之，可發現C、E、H、K四個因子之T1-T2（Effect效應）極小，故將此四因子納為誤差因子來計算。其中SS（平方和）表3-log S2 公式之ANOVA TABLE因子SSd.fMSF0.05F0.010.02962.53516.60816.26016

6、.25701392.3433*0.318127.24390.03533.02330.266322.80750.258122.10521.157899.16070.02892.47520.322627.62930.150512.88970.05840.0117* 表在=0.05時顯著TOTAL18.8826*表在=0.01時顯著表4 10log（1/n）* 公式之ANOVA TABLE2.840 1 2.166 6.608 16.260 2092.697 1595.968 32.172 24.536 3.602 2.747 26.812 20.448 25.583 19.511 116.597

7、88.921 2.838 2.164 32.140 24.511 15.039 11.469 6.556 5 1.311 *表在2356.876 15 伍、實驗結果分析 一、最佳組合：1.以SN-log S2 公式所算出的最佳組合為：B1J1M2D2G2I2N1F2A2L1C1K1H2E1表5 最佳條件組合排名最 佳 水 準其最佳組合除D、M次序不同外，與表9的ANOVA TABLE所計算出的結果排名順序相符（B，J，M，D，G，I，N，F，A，L）。最佳組合SN比值估計如下：=-17.346-18.220-18.347-18.348-18.360-18.362-18.392-（-7*18.4

8、89）-16.4412.以SN10 log（1/n）* 公式所算之最佳組合為：B1J1D2M2G2I2N1F2A2L1C1K1H2E1表6 最佳條件組合其最佳組合與表5的ANOVA TABLE所計算出的結果排名順序完全相符（B，J，D，M，G，I，N，F，A，L）。=-188.442-197.179-198.460-198.461-198.584-198.614-198.909-（-7*199.8785）=-179.378二、交互作用之影響：原先之因子配置中是不考慮交互作用之影響，但是若將此次實驗交互作用之考量加入直交表中，則會有以下之交絡情形：（AB 與 C），（AC 與 E），（BC 與

9、F），（AD 與 I），（BD 與 J），（CD 與 L）。而依照之前所繪出之交互作用圖中，可知唯有A x C有明顯之交互作用（見圖三與圖四）而與交互作用交絡之因子為因子，我們可從最佳組合中看出，因子之效應（Effect）極小，不足以影響最終之最佳組合。所以我們可歸納出：因子對最佳條件組合之比影響非常小，由此我們可以知道，雖然與是交絡的，但仍不足以影響最佳解，故此次因子配置實驗應屬成功 陸、驗證實驗與結論一、驗證實驗：在找出最佳解及求出其預測值之後，要進行驗證實驗。若驗證實驗所得的結果較預測值佳，或較原有製程好，則可以大量生產。若所得之驗證結果與預測估計值相差很遠，則表示品質特性的可加性差。以

10、下則為驗證實驗之結果：表7驗證實驗表公式驗證數-log S2-10log（1/n）* TS1-3.35328-36.5363TS2-3.24400-35.4483TS3-3.29872-35.9950TS4-3.19235-34.9311TS5-3.54786-38.4887TS6-3.38998TS7-3.37952TS8-3.30494TS9-3.29983TS10-3.21217-36.9099SN（相加）-33.22260-363.1730平 均-16.61130-181.5860而實際值再分別與預測估計值與現行值相比較，下節將討論最佳組合之可行性。二、改善前後之不良率瑞儀光電自86/

11、08起應用田口品質工程於改善導光板印刷工程後，導光板印刷不良率由應用前平均7.26%降至應用後平均2.90%（見表），減少約4.36%，良品數亦由76,706 PCS增加為138,401 PCS。表8 導光板印刷不良率推移月 份86/0686/0786/0886/0986/1086/1186/1287/0187/02投入數82,83989,924129,18073,60781,58769,113125,09588,048142,714不良數6,1336,3934,4822,5642,2432,1092,8891,9754,313良品數76,70683,531124,69871,04379,34

12、467,004122,20686,073138,401不良率7.40%7.11%3.47%3.48%2.75%3.05%2.31%2.24%3.02%7.26%2.90%在成本低減方面，每PCS導光板印刷單位成本為27.39元，以不良率降低4.36%乘上87全年度預計生產3,168仟PCS，計可節省約3,783仟元。三、結論：導光板之印刷過程，會因為印刷機台本身操作條件設定及烘乾過程，而導致導光板光學均齊度產生變化；印刷過程受到下列因子，如：成形品放置天數、油墨比例、印壓、刮刀速度、烘乾溫度、烘乾速度、粘度大小、起網速度、板距速度、板距、印刷後檢測時間、刮刀角度、刮刀使用時間、網板張力、入光處

13、厚度差等條件所影響；而此次實驗分析中所使用的兩種方法：1.S/N比（-log S2、10log（1/n）* ） 2.變異數分析其中S/N比的兩種計算方法，最終之最佳組合條件水準完全吻合，而由傳統變異數分析觀之，其組合條件依然相同。而由於本公司是屬於精密產業，在希望產品品質達到最佳狀態下，不考慮到成本問題，因此在最佳組合的選擇上，不考慮成本問題將可控因子全部納入改善製程的範圍內，即使同一因子中的兩個水準值相差不大，仍須選擇較佳之水準。而交互作用部分，也因有交互作用之因子，與因子交絡，但並不影響最終組合之S/N比，結果如下：（表）表9 驗證與現行及預測之分析公式項目現行-17.566-190.60

14、8預測-16.441-179.378驗證-16.611-181.586|驗證現行|0.9559.022|驗證預測|0.1702.208由上表可知：驗證後之實驗組合與現行方案的實驗組合相比之下較大，SN比皆有增加，亦即本實驗依照田口博士的意見，他認為可加性差的原因是因為其中存在著交互作用。而由上表15可知：本實驗可加性佳，即再現性佳，代表著交互作用可以忽略，故本實驗設計實屬成功。三種分析方式中，鄭燕琴博士之SN比法與傳統變異數分析（ANOVA）法，所得結果完全吻合。因此，若要分析均齊度（差異程度）的資料，此法為有效的工具。參考文獻1.鄭燕琴”田口品質工程技術理論與實務”，中華民國品質管制學會出版

15、，中華民國八十四年十二月。2.鄭燕琴、紀勝財，“自動化銲接系統可靠度分析”，銲接與切割第卷第期，中華民國八六年九月。3.Box Hunter & Hunter , Statistics for Experiments , Wiley , New York.（1978）4.M. Hamada & C.F.J. Wu. ”Should Accumulation Analysis and Related Methods Be Used for Industrial Experiments?” Technometrics （November 1986） vol.28 no.4：pp.302-306.5

16、.Ramon V. LeonAnne C. Shoemaker and Raghu N. Kacker. “ Performance Measures Independent of Adjustment：An Explanation and Extension of Taguchis Signal-to-Noise Ratios ” Technometrics （August 1987） vol.29 no.3：pp.253-265.6.Vijayan N. Nair “Testing in Industrial Experiments With Ordered Categorical Data” Technometrics （November 1986） vol.28 no.4：pp.283-291.