KEMI-TORNION AMMATTIKORKEAKOULU Ttkims laoratoriomittasten mittasepävarmdesta kahdessa testasympäristössä Riikka Vaara Teknologiaosaamisen johtamisen koltsohjelman opinnäytetyö Knnossapito Insinööri(YAMK) KEMI 011
Vaara Riikka Opinnäytetyö I ALKUSANAT Tämä opinnäytetyö on tehty Otokmmn Tornion ttkimskeskkseen talven 010-011 aikana. Halan kiittää työni valvojaa Marcs Lahtista kiinnostavasta aiheesta sekä kaikesta testa, mitä olen työhöni saant. Kiitokset myös ttkimskeskksen mlle henkilöstölle, jotka ovat jollain tavalla jossakin vaiheessa olleet apnani. Kiitos työni ohjaajalle Timo Kapille työni klessa saamistani ohjeista ja hyvistä nevoista. Parhaat kiitokset perheelleni; polisolleni Martille sekä lapsillemme Laralle, Eemelille, Oskarille ja Aleksille kannstksesta, tkemisesta sekä kärsivällisyydestä opintojeni aikana.
Vaara Riikka Opinnäytetyö II TIIVISTELMÄ Kemi-Tornion ammattikorkeakol, Tekniikan yksikkö Koltsohjelma Teknologiaosaamisen johtaminen Opinnäytetyön tekijä Riikka Vaara Opinnäytetyön nimi Ttkims laoratoriomittasten mittasepävarmdesta kahdessa testasympäristössä Työn laji Opinnäytetyö Päiväys 5.3.011 Sivmäärä 76 + 7 liitesiva Opinnäytetyön ohjaaja TkL Timo Kappi Yritys Otokmp Tornio Works Yrityksen yhteyshenkilö/valvoja DI Marcs Lahtinen Tämä opinnäytetyö tehtiin Otokmmn Tornion ttkimskeskkseen ttkims- ja laadnvalvontalaoratorioon. Työn aihe lähti laoratorion tarpeesta määrittää mittasepävarms tiettyihin laadnvalvontatesteihin. Työn tavoitteena oli selventää mittasepävarmteen liittyviä asioita ja kehittää toimintamalli, jossa epävarmksien homioonottaminen on rtiinitoimintaa. Teoriaosassa käsiteltiin tilastollista laadnohjasta, mittasepävarmtta sekä laadnvalvontatestejä. Työ rajattiin ttkimskeskksen ttkims- ja laadnvalvontalaoratorioon koskemaan kovsmittaksia, vetokokeita sekä iskkokeita. Mittasepävarmden määrittämisen osalta käsiteltiin kovsmittaksia ja vetokokeita. Mittasepävarmtta ttkittiin kahdessa eri testasympäristössä TRC:ssä ja KTAMK:ssa. Mittasepävarmden määrittämiseksi selvitettiin kalirointien merkitystä ja tehtiin vertailmittaksia molemmissa laoratorioissa käyttäen samoja parametreja. Työn tloksena määritettiin epävarms kovsmittaksiin sekä vetokokeisiin. Samalla voitiin todeta, kinka sri merkitys lkoisilla seikoilla on epävarmtta selvitettäessä. Asiasanat: kalirointi, tilastollinen prosessinohjas, mittasepävarms.
Vaara Riikka Opinnäytetyö III ABSTRACT Kemi-Tornio University of Applied Sciences, Technology Degree Programme Technology Competence Management Name Riikka Vaara Title Research laoratory measrements of the measrement of the two test environment Type of Stdy Master s Thesis Date 5 March 011 Pages 76 + 7 appendinxes Instrctor Timo Kappi, MSs, Lic(Tech.) Company Otokmp Tornio Works ContactPerson/Spervisor from Company Marcs Lahtinen, MSc The thesis was commissioned y The Research and Qality Control Laoratory of Otokmp Tornio Research Center. The idea was to determine measrement ncertainty to some qality control tests. The goal was to define isses related to measrement ncertainty. The theoretical part focsed on statistical qality control, measrement ncertainty and qality control tests. The thesis was limited to hardness, tensile and impact tests. Measrement ncertainty was determined to hardness- and tensile tests. In the practical part of this thesis, hardness and tensile tests were carried ot in two different test environments in TRC and Kemi-Tornio University of Applied Sciences. To determine the measrement ncertainty the meaning of calirations were examined and reference measrements were made in oth laoratories y sing the same parameters. As the reslt of this thesis the ncertainty was determined on the hardness measrements and tensile tests. At the same time cold e stated how important the external things are when determining the ncertainty. Keywords: Caliration, statistical process control, measrement ncertainty.
Vaara Riikka Opinnäytetyö IV SISÄLLYSLUETTELO ALKUSANAT... I TIIVISTELMÄ... II ABSTRACT... III SISÄLLYSLUETTELO... IV KÄYTETYT MERKIT JA LYHENTEET... V 1. JOHDANTO... 1. TILASTOLLINEN LAADUNOHJAUS... 3. MITTAUSEPÄVARMUUS... 9 4. LAADUNVALVONTATESTIT... 14 4.1. Kovskoe... 14 4.1.1. Sora varmentaminen... 14 4.1.. Epäsora varmentaminen... 15 4.1.3. Mittasepävarmden määrittäminen Rockwellin menetelmälle... 15 4.1.4. Mittasepävarmden määrittäminen Vickersin menetelmälle... 1 4.1.5. Mittasepävarmden määrittäminen Brinellin menetelmälle... 7 4.. Vetokoe... 3 4..1. Mittasepävarmden määrittäminen vetokokeelle... 34 4.3. Iskkoe... 36 5. TESTIMITTAUSTEN TULOKSET... 40 5.1. Kovsmittasten tlosten epävarmdet... 4 5.. Vetokokeen tlokset ja mittasepävarms... 5 6. CASE-ESIMERKKI, KTAMK... 57 6.1. Mittasepävarms kovsmittakselle KTAMK:ssa... 58 6.. Vetokoneen mittasepävarms KTAMK:ssa... 67 7. YHTEENVETO... 71 8. LÄHDELUETTELO... 73 9. LIITELUETTELO... 76
Vaara Riikka Opinnäytetyö V KÄYTETYT MERKIT JA LYHENTEET TRC KTAMK SPC QC E H s H U CRM Tornio Research Center, Tornion ttkimskesks Kemi-Tornion ammattikorkeakol Tilastollinen prosessinohjas Qality Control, Laadnvalvonta Standardiepävarms srimman sallitn virheen mkaisesti Mittastlosten keskiarvo Keskihajonta Vertailpalan mittasepävarms X CRM Kovs kalirointitodistksen mkaisesti CRM δ ms ms t s x x Vertailkovspalan mittasepävarms/ Kovsmittarin lkemistarkks Kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms Tasaantmisaika Koekappaleen mittasten keskihajonta Standardiepävarms mitattaessa koekappaletta H Kovsmittarin standardiepävarms mitattaessa vertailkovspalaa s HTM U HTM Ucorr Rm A Kovsmittarin poikkeama kaliroidsta arvosta Poikkeaman keskihajonta Poikkeaman määrityksen standardiepävarms, voidaan määrittää vasta toisen mittassarjan jälkeen Yhdistetty mittasepävarms Laajennett mittasepävarms Korjatn laajennetn epävarmden määrittäminen Mrtoljs Mrtovenymä
Vaara Riikka Opinnäytetyö 1 1. JOHDANTO Opinnäytetyö tehtiin Otokmp Tornio Worksin Tornion ttkimskeskkseen (TRC) ttkims- ja laadnvalvontalaoratorioon. Otokmp on metalliteollisden somalainen yritys, joka toimii 30 maassa. Otokmmn pääliiketoiminta-ale on rostmaton teräs. Tornio Works käsittää Otokmmn merkittävimmät totantolaitokset, ferrokromislaton ja terästehtaan. Tornion laitokset modostavat maailman srimman, yhtenäisen rostmattoman teräksen totantoketjn. Ttkimskesks on sntatnt tkemaan Tornion tehtaiden totantoa. Ttkimskeskksessa työskentelee noin 10 henkilöä, joista polet ttkims- ja kehitystehtävissä ja polet totantoa ja myyntiä tkevissa tehtävissä. Ttkimskeskksen osastot ovat ttkimsosasto, laat- ja asiakaspalvelosasto, laoratoriot ja ympäristönsojelosasto. Opinnäytetyö rajattiin koskemaan ttkims- ja laadnvalvontalaoratoriota. Aihe modosti laoratorion tarpeesta määrittää mittasepävarms tiettyihin laadnvalvontatesteihin. Lähtökohtana oli ttsta ja kerätä tietoa laoratoriossa käytössä olevista laadnvalvontatesteistä. Työn tavoitteena oli määrittää mittasepävarms kovsmittakseen ja vetokokeeseen sekä määrittää vaatimkset ttkimskeskksen lkopoliselle testasorganisaatiolle. Apna työn sorittamisessa käytettiin henkilöhaastattelja, standardeja ja mta alan kirjallistta.
Vaara Riikka Opinnäytetyö. TILASTOLLINEN LAADUNOHJAUS Laadnohjas käsittää koko analyysiprosessin alkaen näytteen saapmisesta laoratorioon ja päättyen analyysiraporttiin. Laadnohjaksen tavoitteena on pitää totanto sillä tasolla, että kaikki valmistvat totteet täyttävät niille asetett vaatimkset. Tähän päästään valvomalla totantoprosessia. Tilastollinen laadnohjas ja tilastollinen prosessinohjas (SPC) perst siihen, että prosessissa esiintyvät vaihtelt voidaan jakaa systemaattiseen ja satnnaiseen vaihteln. Systemaattinen vaihtel eli selitettävissä olevat syyt koostvat asioista, joihin voidaan vaikttaa ja joita voidaan ennakoida, esimerkiksi osien klminen tai materiaaleista johtvat seikat. Satnnaiseen vaihteln eli sattmanvaraiseen syyhyn ei pystytä vaikttamaan. Se on sitä mikä jää jäljelle, kn systemaattinen vaihtel on eliminoit. Jos prosessissa esiintyy vain satnnaista vaihtela, prosessin skotaan olevan knnossa. /4, s. 5-6./, /5, s. 1-6./ Kaikkia menetelmiä, joita käsitellään jokkona ja joista ei tehdä päätelmiä yksittäisen mittaksen tai havainnon persteella, voidaan pitää tilastollisina menetelminä. Prosessin soritskyky voidaan määritellä tilastollisesti lotettavasti kerätyistä havainnoista. Jos prosessi on tilastollisesti hallinnassa, homataan prosessiin hitaastikin vaikttavat häiriöt, ennen kin ne aihettavat laatongelmia. /18/ SPC Laat ja tottavs nosevat, kn hajonta pienenee nämä sanat olivat W.A. Shewhartin persajatkset. Shewhart kehitti SPC:n periaatteet vosina 195-1931. SPC mielletään sein tilastollisten menetelmien hyödyntämiseksi prosessin valvonnassa ja ohjaksessa. Usein sen käyttö rajoittkin pelkästään valvontakorttien käyttöön. Valvontakortit otettiin ensimmäisen kerran käyttöön Bellin phelinlaoratoriossa. Tarkoitksena oli eliminoida epänormaali vaihtel. Mikäli kaikki tlokset olivat valvontarajojen sisällä, prosessi oli knnossa. Valvontakorttien avlla serataan prosessia ja siinä tapahtvia mtoksia. Valvontakortit ovatkin SPC:n tärkein työkal. Ainoastaan valvonta ei ole kitenkaan
Vaara Riikka Opinnäytetyö 3 SPC:n tarkoits, vaan sen on totettava myös tlosta. SPC edellyttää prosessin jatkvaa parantamista pienentämällä sen vaihtela. /7, s. 9-94./, /9, s../ Prosessien tilastollinen valvonta voidaan lähes aina tehdä valvontakortein. Valvontakorttien käyttö on tärkein apväline tässä työssä. Laoratorio analysoi laadnvalvontanäytteitä (QC-näytteitä) yhdessä rtiininäytteiden kanssa. Saadt QCtlokset merkitään valvontakorttiin. Tällä serataan, että tlokset pysyvät asetettjen tavoitteiden sisällä. Jos QC-näytteiden tlokset ovat rajojen lkopolella, rtiininäytteitä ei raportoida, vaan ryhdytään korjaaviin toimenpiteisiin. /13, s. 1-15./ Hyvä valvontakortti kertoo nopeasti systemaattisen vaihteln prosessissa, se ei anna vääriä hälytyksiä, se on yksinkertainen ja helppo käyttää ja attaa paikantamaan hetken, jolloin mtos prosessissa on tapahtnt. QC-tloksia voidaan käyttää sealla eri tavalla; asiakas voi saada tloksista käsityksen laoratorion laadsta ja laoratorio voi käyttää tloksia mittasepävarmden määrittämiseen. /9, s. 5-7./ SPC:n avlla serataan prosesseja, joissa totteet valmistetaan. SPC:llä ei serata totteita. Pystyäkseen ottamaan SPC:n käyttöön pitää tntea totantoprosessit, jotka taas jaetaan osaprosesseihin. Kn osaprosessit on tnnistett, pitää määritellä mttjat, jotka vaikttavat valmistettavaan totteeseen. Kn mittasmenetelmää snnitellaan, pitää pyrkiä minimoimaan kaikki ylimääräinen vaihtel, esimerkiksi työkalissa. Myös mittasjärjestelmän tarkks ja lotettavs pitää pystyä määrittelemään. SPC:tä käytetäänkin apna määritettäessä mittasepävarmtta, joka on käsitelty kappaleessa 3. Tlosten analysoinnin kannalta mittaksia pitäisi sorittaa lähes 100 kappaletta, jotta tloksia voitaisiin pitää tilastollisesti lotettavana. Valvontarajojen määrittämiseksi olisi hyvä saada mitatta noin 0 kappaleen erä. Näin saadaan minimoita yksittäisten poikkeavien arvojen vaikts valvontarajoihin. Jälkeenpäin valvontarajoja ei saa mttaa. Mikäli prosessi mtt, valvontarajat määritellään delleen. SPC antaa monia hyötyjä; mtokset prosessissa havaitaan nopeasti ja korjaavat toimenpiteet voidaan aloittaa heti, kriittiset prosessiparametrit löydetään helposti, prosesseille saadaan yhdenmkaiset laatmittarit ja työntekijät saavat nopeasti palatteen työstään. /9, s. 10-11./
Vaara Riikka Opinnäytetyö 4 SPC:ssä on seitsemän työkala: Vokaavio (kva 1) - Vokaaviossa kvataan symolien avlla asioiden etenemistä ja vaiheiden riippvksia toisistaan. - Askel askeleelta päästään ongelman ratkaisn. Kva 1. Vokaavio Syy- ja serasdiagrammi (kva ) - Diagrammi osoittaa laatominaisksien ja -tekijöiden välisen shteen. - Diagrammia ktstaan myös kalanrotokvioksi.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 5 Kva. Kalanrotokvio Pareto-diagrammi (kva 3) - Pareto-diagrammi on tilastollinen tekniikka päätöksentekoon. - Diagrammissa pätee 80/0 sääntö: mtamat tekijät hallitsevat srta määrää tekijöitä ja pieni osa ongelmatyypeistä synnyttää valtaosan ongelmista. Kva 3. Pareto-diagrammi Syykirjanpito - Syykirjanpidossa jokaista lasketta asiaa merkitään pystyviivalla. - Syykirjanpitoa ktstaan myös tkkimiehen kirjanpidoksi. Histogrammi (kva 4) - Histogrammi on graafinen esitys tilastollisesta jakamasta. - Se kvaa vaihtela.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 6 Kva 4. Histogrammi X/y diagrammi (kva 5) Kva 5. x/y diagrammi Valvontakortti (kva 6)
Kovs 84,8 HR15T Vaara Riikka Opinnäytetyö 7 Kovskalirointipala 84,8 HR15T 88 87 86 85 84 83 8 81 8.1.010 15.1.010.1.010 8.1.010 5..010 1..010..010 5.3.010 17.3.010 5.3.010 31.3.010 9.4.010 3.4.010 30.4.010 11.5.010 19.5.010 5.5.010 1.6.010 8.6.010 14.6.010.6.010 1.7.010 1.7.010 Ylempi hälytysraja Alempi hälytysraja Ylempi toimintaraja Alempi toimintaraja Tlos: Xi Keskiarvo Kva 6. Yleisin laadnvalvontakortti, X-kortti X-kortissa kalirointikovspalaa 84,8 HR15T on mitatt 8.1. - 1.7. välisellä ajalla. Kaikki tlokset ovat olleet hälytysrajojen (pnainen) sisäpolella. Se kertoo, että tlokset ovat asetettjen rajojen sisällä. Pnaisen ja sinisen viivan välinen ale kertoo, että QCtlokset arvioidaan tarkoin määrättyjen sääntöjen mkaan. Jos tlokset ovat toimintarajojen (sininen) lkopolella, on jotakin vialla, eikä tloksia raportoida. Valvontarajojen laskkaavat: - Hälytysrajat µ ± *δ (1) - Toimintarajat µ ± 3*δ - missä - µ on tlosten keskiarvo - δ on keskihajonta Tloksista pitäisi olla 95,4 % hälytysrajojen sisäpolella. Tloksista on yleensä 99,7 % toimintarajojen sisäpolella. /7/, /13, s 13-15./, /17/
Vaara Riikka Opinnäytetyö 8 Benchmarking Bencmarking on syntynyt Yhdysvalloissa 1980-lvlla Roert C. Campin toimesta. Benchmarking sanalle ei ole somennosta, siitä voidaan käyttää nimitystä vertailanalyysi, esikva-analyysi tai vertaisarviointi. Sana kvaa vertaila, omien toimintojen vertaamista toisen soritskykyisen organisaation toimintaan, tarkoitksena parantaa omaa toimintaa. Benchmarking tehdään yhteistyössä. Se sisältää toisen toimintaan ttstmista ja tlosten vertaamista. Benchmarking persajatksena on, että vertailemalla omaa kyvykkyyttä mihin tahoihin, syntyy kilpail, joka parantaa omaa toimintaa. Viime vosina on kitenkin keskitytty siihen, että enchmarking virittää yhteistoimintaa ja yhdessä kehittymistä. Parhaassa tapaksessa enchmarking voi loda yhteisiä projekteja ja työtehtäviä. Benchmarking-toimintaa käytetään laatjärjestelmien ja prosessinkehittämisen välineenä. /6, s. 3-15./ Tässä opinnäytetyössä enchmarking sivtaan kappaleessa 7 tlosten tarkastelssa, kn vertaillaan ttkims- ja laadnvalvontalaoratorion ja Kemi-Tornion amk:n laoratorion välisiä menetelmiä sekä tloksia.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 9 3. MITTAUSEPÄVARMUUS Mittasepävarms on testastlokseen liittyvä arvo, joka ilmoittaa rajat, joiden välissä todellinen arvo valitlla todennäköisyydellä on. Rajojen väli vastaa mittasjärjestelmän soritskykyä. Sri mittasepävarms johtaa tarpeettomiin hylkäämisiin, kalliisiin prosessin kehitystoimenpiteisiin tai hylättävien totteiden hyväksymiseen. /1, s. 13-14./ Mittasepävarms on mittastlokseen liittyvä parametri, joka kvaa mittassreen arvojen oletetta vaihtela. Jäljitettävyys on mittastloksen tai mittanormaalin yhteys ilmoitettihin referensseihin, yleensä kansallisiin tai kansainvälisiin mittanormaaleihin, sellaisen akottoman vertailketjn ylityksellä, jossa on ilmoitett kaikkien vertailjen epävarmdet. /0/ Mittasepävarms on jaett kahteen eri epävarmstyyppiin. Tyyppi A Tyypin A mittasepävarms lasketaan tilastollisia menetelmiä (SPC) käyttäen, esimerkiksi tlosten keskihajontaa. /8, s. 14./ Tyyppi B Tyypin B mittasepävarmsarvio tehdään milla kin tilastollisilla analyyseillä. Tyypin B mittasepävarmsarviossa otetaan homioon aikaisemmat kokemkset, kirjallisstiedot, valmistajan ilmoittamat arvot tai kalirointitietoja. /8, s. 14./
Vaara Riikka Opinnäytetyö 10 Mittastloksen mittasepävarmden arviointiin liittyvät seraavat vaiheet: 1. Mittastloksen määrittely yksityiskohtaisen mittasmenetelmänkaavion avlla: Kirjoitetaan kaavio siitä, mitä mitataan (kaikki mittastloksen ja lähtöarvojen väliset riippvdet; mitatt sreet, vakiot, kalirointistandardien arvot) ja tehdään prosessiin kaikki merkittävät korjakset.. Kaikkien mahdollisten epävarmslähteiden identifiointi: Selvitetään näytteenotto (ratkaisevin vaihe), vertailmateriaalien käyttö, mittaslaitteiston kalirointi, analyysi virhelähteistä, tlosten mokkas, raportointi ja tlkinta. 3. Epävarmslähteiden kvantitatiivinen määrittäminen (teoreettiset mallit ja kirjallisstiedot, standardeista saadt tiedot) 4. Lasketaan epävarmskomponentit neliöllisesti yhteen Yhdistetty epävarms c Laajennetn epävarmden laskeminen. Lopllinen mittastlokseen liittyvä mittasepävarms ilmaistaan yleensä laajennettna epävarmtena U, joka saadaan kertomalla yhdistetty epävarms c kattavskertoimella k =. Tämä vastaa likimain 95 %:n srista lotettavsväliä, eli ilmoitettjen mittasepävarmsrajojen sisällä on noin 95 % tloksista. Kattavskerrointa k = 1 vastaa todennäköisyys, että 68,3 % tloksista on raja-arvojen sisällä. Kattavskerrointa k = 3 vastaa todennäköisyys, että 99,7 % tloksista on raja-arvojen sisällä. Kvassa 7 on esitetty Gassin käyrä, joka kvaa virheiden jakaantmista. /14, s. 1-3./ Kva 7. Virheiden jakaantminen Gassin käyrällä
Vaara Riikka Opinnäytetyö 11 Mittasepävarmteen liittyviä termejä: - Mittasale; mittassreen arvojen jokko, jolla mittaslaitteen virheen tlisi pysyä spesifioidissa rajoissa. - Poikkeama; mittaslaitteen näyttämän systemaattinen virhe, joka voi johta esimerkiksi tlosten väärästä tlkitsemisesta, väärästä kaliroinnista, epäkntoisesta mittalaitteesta. - Häiriökestävyys/Toimintavarms; tlosten herkkyys pienille mtoksille testasoloshteissa esim. laoratoriossa, henkilöknnassa, lämpötilassa. - Toistettavs; saman mitattavan sreen peräkkäisten mittastlosten paikkansapitävyys, kn mittakset soritetaan samoissa oloshteissa ja saman mittaajan toimesta. - Usittavs; saman mittassreen mittastlosten yhtäpitävyys, kn mittakset soritetaan mttneissa oloshteissa, esimerkiksi mittaajan vaihtessa. /11, s. 7-39./ Mittasepävarms on prosessien tlosta ja sen vaihtela selvitetään mittaamalla. Tarkallakin mittasmenetelmällä saadaan vain likiarvo. Mitatn tloksen vaihtelssa on myös mittasjärjestelmän aihettamaa vaihtela. Mittasjärjestelmän soritskyky vaikttaa siihen, kinka lotettava kva saadaan prosessista ja totteesta. Mittasepävarms haltaan tietää monesta eri syystä: lkopolisten vaatimksesta, prosessin tehokas ohjattavs on vaikeaa ilman tarkkoja mittoja ja ei tiedetä, mistä vaihtel tlee, totteesta vai mittaksesta. /19/ Mittasepävarmden määrittämiseksi on kaksi mahdollista tapaa, menetelmä 1 (M1), johon ei sisälly virhettä ja menetelmä (M), johon virhe sisältyy. Ensimmäinen menetelmä perst kaikkien sorassa kaliroinnissa esiintyvien olennaisten tekijöiden arviointiin. Kovsmittarin systemaattista virhettä ei homioida. Toinen menetelmä perst epäsoraan varmentamiseen käyttämällä vertailkovspalaa. Menetelmässä on seampi kin yksi mittassarja. Menetelmässä virheen oletetaan olevan systemaattinen. Kaikki määritetyt kovsarvot korjataan virheellä tai vaihtoehtoisesti epävarmtta U corr kasvatetaan virheen verran. Kaikkia epävarmstekijöitä ei ole aina mahdollista
Vaara Riikka Opinnäytetyö 1 määrittää. Kn mittastlokset esitetään, pitäisi aina ilmoittaa käytetty menetelmä (M1 tai M). Yleisimmin käytetään menetelmää 1. /8, s. 3-40./ Pahimmassa tapaksessa mittasepävarms johtaa hyvien totteiden hylkäämiseen, trhaan kehittämiseen tai honojen totteiden hyväksymiseen. Mittasepävarms voi johtaa myös siihen, että ei homata mtoksia mitattavassa kohteessa ja kvitellaan prosessin olevan parempi kin mitä se on. /19./ Lotettavien mittasten persedellytys on toistvat mittakset. Mittastlos on tällöin mittaslkemien keskiarvo. Mittalaitteet on kaliroitava säännöllisesti ja kalirointien akottoms pitää pystyä todistamaan. Laoratorion on kyettävä osoittamaan tlostensa laat. Asiakkaan vaatimksista riippen joko tlosten hajonta tai mittasepävarms on tärkeä laatmttja. Laoratorion sisäinen sittavs kertoo asiakkaalle mahdollisen vaihteln tloksissa, jos sama näyte analysoidaan eri ajankohtina. Mittasepävarms kertoo asiakkaalle tloksen srimman mahdollisen poikkeaman vertailarvosta tai miden laoratorioiden samasta näytteestä saamien tlosten keskiarvosta. /37, s. 1-4./ Kalirointi Mittavälineen kalirointi soritetaan mittasten jäljitettävyyden parantamiseksi. Kalirointitlos kertoo tloksen lotettavdesta ja epävarmdesta. Ilman kalirointia, tlosta ei voida pitää jäljitettävänä eikä tlosta voi verrata aikaisempiin tloksiin. Jäljitettävyyden keskeisiä seikkoja ovat vertailmateriaalit, vertailmittakset, menetelmien validointi ja mittasepävarmden määrittäminen. Mittalaite kaliroidaan vertaamalla lkemaa tarkempaan mittalaitteeseen, jonka epävarms tnnetaan. Myös kalirointiin tlee liittyä epävarmslaskelma. Ennen kaliroinnin aloittamista määritellään mittastarve sekä vaaditt tarkks. Lisäksi selvitetään, mitkä mittakset vaikttavat totteen laatn. Jotta lotettava mittasketj pystytään rakentamaan, on mittaksessa käytettävistä laitteista oltava riittävän hyvä yleiskva. Lisäksi täytyy tietää, mitä virhetekijöitä käytetyllä mittastyypillä on, kten esimerkiksi miten ympäristöoloshteet vaikttavat tlokseen tai mittaajien ammattitaito. Kaliroinnin avlla
Vaara Riikka Opinnäytetyö 13 saadaan varmistetta jäljitettävyys ja määritettyä mittasepävarms. Kalirointitloksella taataan, että mitatt tlokset ovat oikeita. Alksi kalirointeja on hyvä tehdä seammin, jotta mittastarkks saadaan varmennetta. Tämän lisäksi vertailmittaksia pitää tehdä riittävästi ja tlokset kirjata talteen myöhempää tarvetta varten. /8, s. 1-6./, /10/, /, s. 3-38./
Vaara Riikka Opinnäytetyö 14 4. LAADUNVALVONTATESTIT Teräslaadille tehdään koko prosessin ajan erilaisia testejä. Slasta otetaan laadtsnäytteet, näytteistä tarkistetaan alkainepitoisksia. Analyysien avlla selviää, täyttääkö teräslaat sille asetett vaatimkset. Lisäksi otetaan tarkistsnäytteitä, joista tarkistetaan mm. asiakkaan vaatimksia. Mita testejä, joita teräslajeille tehdään, ovat mm. raekokotesti, kappaleanalyysi, kovskoe, vetokoe, kmavetokoe ja iskkoe. Tässä työssä käsitellään ainoastaan rikkovia testejä kovskoetta, vetokoetta ja iskkoetta. 4.1. Kovskoe Kovskoe on nopea tapa määrittää materiaalin ominaisksia. Kovs on materiaalin mekaaninen ominaiss, kyky vaststaa modonmtosta naarmntmista, klmista ja leikkaantmista. Metalliseosten kovteen vaikttavat seosaineet, kylmämokkasaste, lämpö- ja pintakäsittely. Kovdella on monia mittastapoja, joista tärkeimmät ovat Rockwell, Brinell, Vickers ja Mohs. Kovsmittakset eivät anna kertamittaksella lotettavaa tlosta, vaan tloksia täytyy käsitellä tilastollisesti. Rockwell-kovtta voidaan verrata Brinell- ja Vickers-kovksiin mntotalkoita käyttämällä. /3, s. 1-5./, /3, s. 1-6./ 4.1.1. Sora varmentaminen Kovsmittarin toimintojen varmentamiseksi standardi esittää soraa varmentamismenetelmää. Soraan menetelmään kl koevoiman kalirointi, painikärjen varmentaminen, painman syvyyden mittalaitteen kalirointi ja mittasaikojen varmentaminen. /5, s. 1-13./, /9, s. 10-14/, /33, s. 10-16./
Vaara Riikka Opinnäytetyö 15 4.1.. Epäsora varmentaminen Epäsora varmentaminen tlisi tehdä jokaisella käytettävällä asteikolla. Standardissa SFS- EN ISO 6508- on esitetty Rockwellin kovsasteikkojen kovsaleet, standardissa 6507- on ohjeita Vickersin menetelmälle ja standardissa 6506- on ohjeita Brinellin menetelmälle. Epäsoralla varmentamisella selvitetään mittasten toistettavs ja virhe. Edellä esitetyistä standardeista selviää kovsmittarin sallitt toistettavs ja virhe. Epäsora varmentaminen pitää tehdä vähintään 1 kkaden välein ja aina soran varmentamisen jälkeen. /5, s- 14 17./, /9, s. 14-18./, /33, s. 16-0./ 4.1.3. Mittasepävarmden määrittäminen Rockwellin menetelmälle Rockwellin mittas perst kovden mittaamisen painman syvyyden persteella. Kvassa 8 on esitetty Rockwellin menetelmän periaate: A) kärki asetetaan mitattavalle pinnalle enintään 3 seknniksi esivoimalla, jolloin modost painman syvyys B) lisätään voimaa F1 1-8 seknnin klessa ja saavtetaan kokonaisvoima F, jolloin modost painman syvyyden lisäys lisävoiman F1 vaikttaessa C) lisävoima F1 poistetaan, jolloin kimmoinen palatminen tapaht ja esivoima F0 jää vaikttamaan letaan lopllinen lkema, kovsarvo. Kva 8. Rockwellin menetelmän periaate
Vaara Riikka Opinnäytetyö 16 Pintakovskokeessa käytetään timanttikärkeä tai teräsklaa. Teräsklaa käytetään pehmeille materiaaleille ja timanttikärkeä koville materiaaleille. Teräsklaa käytetään menetelmillä HR15T, HR30T ja HRB. Timanttikärjellä mitattaessa käytetään menetelmiä HR15N, HR30N ja HRC. Rockwellin kovden esitystapa on 84,8 HR15T, jossa 84,8 kertoo Rockwellin kovden, HR kovden tnnksen, 15T asteikon tnnksen. Rockwellin menetelmä sovelt rtiinimittaksiin. Rockwellin etja ovat nopes, tarkks ja tloksen riippmattoms mittaajasta. /1, s. 8-9./ Kovsmittari tlisi tarkistaa vähintään kerran jokaisena käyttöpäivänä ja mikäli mittalaite ei läpäise koetta, tlisi aloittaa korjaavat toimenpiteet. Mittastlokset pitää säilyttää ja niitä tlisi käyttää kovsmittarin sittavden ja ryöminnän serantaan. /, s. 4-7./ Alla olevassa talkossa 1 on käsitelty mittasepävarmden määrittämiseen käytettävät tnnkset ja kaavat, joita tarvitaan, kn haltaan varmentaa kovsmittarin toimintaa Rockwellin menetelmälle epäsoralla varmentamisella. Talkko 1. Rockwellin menetelmän tnnkset/3, s. 40-45./, /33, s. 3-36./, /34, s. - 11./ E Standardiepävarms srimman sallitn virheen mkaisesti E, r E, standardi ISO 6508-:005, talkko 5.,8 H Mittastlosten keskiarvo Viiden mittaksen keskiarvo s H Keskihajonta s H 1 n 1 n i 1 ( H i _ ) H U CRM X CRM Vertailpalan mittasepävarms Kovs kalirointitodistksen mkaisesti Kalirointitodistksesta, esim +/- 0,86 esim. 84,8
Vaara Riikka Opinnäytetyö 17 CRM δ ms ms Vertailkovspalan mittasepävarms/ Kovsmittarin lkemistarkks Kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms U CRM (k = ) 0,1 μm, (ilmoitett standardissa, SFS käsikirja 5-, s.37) 0,09 ms (SFS käsikirja 5-, s. 37) 3 t Tasaantmisaika 1,14 (SFS käsikirja 5-, s. 37) s x Koekappaleen mittasten keskihajonta s x 1 n 1 n i 1 ( x i _ x ) x H Standardiepävarms mitattaessa koekappaletta Kovsmittarin standardiepävarms mitattaessa vertailkovspalaa Kovsmittarin poikkeama kaliroidsta arvosta _ x t * s n x Lasketaan jos mitataan koesarjoja _ H H t * s n H X CRM s Poikkeaman keskihajonta s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) Poikkeaman määrityksen standardiepävarms, voidaan määrittää vasta toisen mittassarjan jälkeen n m = mittassarjojen lkm t * s n m HTM Yhdistetty mittasepävarms U HTM Laajennett mittasepävarms Ucorr Korjatn laajennetn epävarmden määrittäminen E CRM * HTM (k = ) U corr k H CRM x H ms X ms Talkossa on ohje kovsmittarin poikkeaman laskemiseen. Alla olevan laskelman avlla selvitetään, täyttääkö mittasepävarmden sisältävä kovsmittarin poikkeama sille esitetyn enimmäisvaatimksen vaatimksen. Kovsmittarin sallitt toistettavs ja virhe on ilmoitett SFS-EN ISO 6508- standardissa talkossa 5. Talkko on liitteessä 1 (1/).
Vaara Riikka Opinnäytetyö 18 Talkko. Kovsmittarin poikkeaman laskenta sisältäen mittasepävarmden /3, s. 40-45./, /33, s. 3-36./, /34, s. - 11./ Laajennett Kovsmittarin poikkeama Kovsmittarin srin mittasepävarms kaliroitaessa poikkeama sisältäen vertailkovspaloilla mittasepävarmden U HTM U HTM + 4.1.3.1. Menetelmä 1 Rockwell Menetelmä 1 Rockwell: On yksinkertaistett menetelmä. Kovsmittarin systemaattista virhettä ei homioida. Laajennett mittasepävarms U HTM lasketaan kaavalla. U HTM = k * E CRM H x ms () Mittastlos: X = x U missä k = E on standardiepävarms srimman sallitn virheen mkaisesti CRM on polet vertailkovspalan mittasepävarmdesta H on kovsmittarin standardiepävarms x on standardiepävarms mitattaessa koekappaletta ms on kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms x on mittastlosten keskiarvo /16, s. 64-71./, /3, s. 40-45./, /33, s. 3-36./, /34, s. - 11/.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 19 Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä 1. Esimerkissä on käytetty talkon 3 arvoja: Talkko 3. Ensimmäisen mittassarjan tlokset 84,8 HR15T +/- 0,86 Mittasten lkm Tlos: Xi Xi - H (Xi - H) 1 84,9-0,0 0,0004 85,0 0,08 0,0064 3 84,9-0,0 0,0004 4 84,9-0,0 0,0004 5 84,9-0,0 0,0004 Smma: 44,6 0,00 0,008 Keskiarvo H: 84,9 3 E = 1, 07 (B tyyppi),8 0,86 CRM 0,43 (B tyyppi) 1,14*0,045 H 0,09 (A tyyppi) 5 0,1 ms 0, 089 (B tyyppi) 3 = ei homioit laskennassa, koska ei mitata koesarjoja (A tyyppi) x U HTM = ±,30 Mittastlos = 84,9 ±,30 HR (M1) 4.1.3.. Menetelmä Rockwell Menetelmä Rockwell: Voidaan sorittaa vasta toisen mittassarjan jälkeen. Voi johtaa pienempiin epävarmden arvoihin. Perst GUM:iin. Virheraja E ei sisälly epävarmden laskentaan. Korjatta epävarmtta U corr on kasvatettava virheen verran. Korjatt mittasepävarms U corr lasketaan kaavalla 3.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 0 U corr = k * CRM H x ms (3) Mittastlos: X corr = (x + ) ± U corr missä k = CRM on polet vertailkovspalan mittasepävarmdesta H on kovsmittarin standardiepävarms x on standardiepävarms mitattaessa koekappaletta ms on kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms on poikkeaman määrityksen standardiepävarms x on mittastlosten keskiarvo Alla on laskett mittasepävarms menetelmällä. Esimerkissä on käytetty talkossa 4 olevia lkja. Talkko 4. Ensimmäisen mittassarjan tlokset Kovskalirointipala 84,8 HR15T +/- 0,86 Mittasten lkm Tlos Xi: Xi - H (Xi - H) 1 84,9-0,0 0,0004 85,0 0,08 0,0064 3 84,9-0,0 0,0004 4 84,9-0,0 0,0004 5 84,9-0,0 0,0004 Smma 44,6 0 0,008 Keskiarvo H 84,9 Mittasten lkm Tlos Xi: Xi - H (Xi - H) 1 84,9 0,00 0,0 84,9 0,00 0,0 3 84,9 0,00 0,0 4 84,9 0,00 0,0 5 84,9 0,00 0,0 Smma 44,5 0 0 Keskiarvo H 84,90
Vaara Riikka Opinnäytetyö 1 CRM = 0,43 H = 0,09 x = käytetään mitattaessa koekappaletta ms = 0,089 = 0,0141 U corr = 0,86 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: Mittastlos: X corr = (84,9 +0,1) +/- 0,86 X corr = 85,0 +/- 0,86 HR (M) Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 84,9 ± 0,96 HR (M) Mittastloksia esitettäessä käytetty menetelmä tlee ilmoittaa. Yleisesti käytetään menetelmää 1. Tloksista voidaan todeta, että menetelmällä mittasepävarms on parempi. Molemmissa menetelmissä mittastlokset ovat hyväksyttäviä, sillä standardin SFS-EN ISO 6508- mkaan sallitt virhe on ± 3 HRT. Talkko on liitteessä 1. /15, s. 1-6./ 4.1.4. Mittasepävarmden määrittäminen Vickersin menetelmälle Kovtta mitataan laitteistolla, jossa tylpän pyramidin motoinen timanttikärki painaa tietyllä voimalla materiaaliin painona 1-100 kg:n massa, kten kvassa 9. Paino pidetään 10-15 seknnin ajan. Kvion mitat mitataan mikroskoopilla ja seiden/kolmen mittasten persteella lasketaan keskiarvo. Vickers-menetelmällä voidaan mitata asteniittista, ferriittistä ja martensiittista terästä. Brinell ja Vickers ovat samalla kovsasteikolla. Vickersin kovs lasketaan massa jaettna kvion pinta-alalla.
Vaara Riikka Opinnäytetyö Vickersin kovden esitystapa on seraava: 35 HV 5, jossa 35 kertoo Vickersin kovden arvon, HV on kovden tnns ja 5 on koevoiman likimääräinen srs kilogrammavoimana. /1, s. 9-10./, /8, s. 10-14./ Kva 9. Vickers -menetelmän periaate /1, s. 9./ Alla olevassa talkossa 5 on käsitelty mittasepävarmden määrittämiseen käytettävät tnnkset ja kaavat, joita tarvitaan, kn haltaan varmentaa kovsmittarin toimintaa Vickersin menetelmälle epäsoralla varmentamisella. Talkko 5. Vickersin menetelmän tnnkset ja kaavat/8, s. 34-39./, /9, s. 1-0./, /30, s. 1-8./, /31, s. 10-15./ E H s H Standardiepävarms srimman sallitn virheen mkaisesti Mittastlosten keskiarvo Keskihajonta E r * x E =,8, CRM Sallitt virhe standardin ISO 6507-:005 talkon 5 mkaisesti, x CRM kalirointitodistksesta Viiden mittaksen keskiarvo s H 1 n 1 n i 1 ( H i _ H)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 3 U CRM X CRM CRM δ ms ms Vertailpalan mittasepävarms Kovs kalirointitodistksen mkaisesti Vertailkovspalan mittasepävarms/ Kovsmittarin lkemistarkks Kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms Kalirointitodistksesta U CRM (k = ) 0,0001 mm, (ilmoitett standardissa, SFS käsikirja 5- ) H ms * d 3 t Tasaantmisaika 1,14 (SFS käsikirja 5-, s. 147) s x Koekappaleen mittasten keskihajonta s x 1 n 1 (SFS käsikirja 5-, s. 148) n i 1 ( x i _ x ) x Standardiepävarms mitattaessa koekappaletta Kovsmittarin poikkeama kaliroidsta arvosta _ x t * s n x Lasketaan jos mitataan koesarjoja H X CRM s Poikkeaman keskihajonta s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) Poikkeaman määrityksen standardiepävarms, voidaan määrittää vasta toisen mittassarjan jälkeen n m = mittassarjojen lkm t * s n m H HTM Kovsmittarin standardiepävarms mitattaessa vertailkovspalaa Yhdistetty mittasepävarms H HTM t * s n H E CRM H x ms U HTM Laajennett mittasepävarms U HTM * HTM (k = ) U corr Korjatn laajennetn epävarmden määrittäminen U corr k CRM H X ms
Vaara Riikka Opinnäytetyö 4 Talkko 6. Kovsmittarin poikkeaman laskenta sisältäen mittasepävarmden /8, s. 34-39./, /9, s. 1-0./, /30, s. 1-8/, /31, s. 10-15./ Laajennett Kovsmittarin poikkeama Kovsmittarin srin mittasepävarms kaliroitaessa poikkeama sisältäen vertailkovspaloilla mittasepävarmden U HTM U HTM + Talkossa 6 on ilmoitett kovsmittarin poikkeama, jota käytetään ilmoitettaessa laajennett mittasepävarms U. 4.1.4.1. Menetelmä 1 Vickers Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä 1. Esimerkissä on käytetty talkon 7 arvoja. Tähän menetelmään ei sisälly kovsmittarin aihettamaa virhettä tloksessa. Talkko 7. Vickersin mittasten tlokset Kovspala HV5 35 +/- 3,34 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 35,0 0,5 0,5 35,0 0,5 0,5 3 3,3 -, 4,84 4 35,3 0,8 0,64 5 34,7 0, 0,04 Smma: 117,3 0,0 6,0 Keskiarvo H: 34,46 U HTM * E CRM H x ms E CRM 0,03* 35,8 3,34,518(B tyyppi) 1,670 (B tyyppi)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 5 H 1,14*1,7 5 0,66(A tyyppi) H ms 34,46 0,0001 ms * * 0,034(B-tyyppi) /31, s. 74./ d 3 0,198 3 U HTM 6,17 Mittastlos = 34,5 ± 6,17 HV,63 % (M1) 4.1.4.. Menetelmä Vickers Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä. Esimerkissä on käytetty talkon 8 tloksia. Tähän menetelmään sisältyy kovsmittarista johtva virhe. Talkko 8. Vickersin ensimmäisen ja toisen mittaskerran tlokset Kovspala HV5 35 +/- 3,34 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 35,0 0,54 0,9 35,0 0,54 0,9 3 3,3 -,16 4,67 4 35,3 0,84 0,71 5 34,7 0,4 0,06 Smma: 117,3 0,0 6,0 Keskiarvo H: 34,46
Vaara Riikka Opinnäytetyö 6 Kovspala HV5 35 +/- 3,34 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 34,0-0,0 0,0004 34,3 0,3 0,104 3 33,0-0,98 0,9604 4 33,3-0,68 0,464 5 35,3 1,3 1,744 Smma: 1169,9-0,04 3,7 Keskiarvo H: 33,98 U corr k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H s n m nm1 1 1 i 1 ( 1 ) s 0,339 t * s n m U corr = 3,67 1,84*0,339 0,441 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr = 35,0 ± 3,67 HV 1,56 % (M) Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 34, ± 4,45 HV 1,90 % (M) Kovsmittari täyttää standardin SFS-EN ISO 6507- sille asettamat vaatimkset. Standardin mkaan virhe saa olla HV5:lla enintään 3 %. Talkko on liitteessä 1 (/).
Vaara Riikka Opinnäytetyö 7 4.1.5. Mittasepävarmden määrittäminen Brinellin menetelmälle Brinellin kovskoe on kehitetty vonna 1900, sen kehitti tohtori J.A. Brinell. Brinellin kovsmittasmenetelmä sovelt epähomogeenisille materiaaleille, koska tämä menetelmä jättää iso mittasjäljen. Kovden mittaksissa käytetään teräspalloa kovksiin 450 HB saakka ja siitä eteenpäin kovametallipalloa 650 HBW saakka. Brinellin kovden esitystapa on seraavanlainen 13 HBW 1/30, jossa 13 on Brinellin kovden arvo, HBW kovden tnns, 1 on klan halkaisija millimetreinä ja 30 on kovden likimääräinen srs kilogrammavoimana. Brinellin kovskokeessa paininkärki, teräspallo, jonka halkaisija on D, painetaan koekappaleen pintaan. Painman halkaisija d mitataan koevoiman F poistamisen jälkeen. Brinellin menetelmän periaate selviää kvasta 10. /1, s. 8./, /4, s. 10-14./ Kva 10. Brinellin menetelmän periaate /1, s. 8./ Talkossa 9 on käsitelty mittasepävarmden määrittämiseen käytettävät tnnkset ja kaavat, joita tarvitaan, kn haltaan varmentaa kovsmittarin toimintaa Brinellin menetelmälle epäsoralla varmentamisella.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 8 Talkko 9. Brinellin menetelmän tnnkset /4,s. 6-31./, /5, s. 1-16./, /6, s. 1-8./, /7, s. 10-19./ H s H E U CRM X CRM CRM δ ms ms Mittastlosten keskiarvo, Keskihajonta Standardiepävarms srimman sallitn virheen mkaisesti Vertailpalan mittasepävarms Kovs kalirointitodistksen mkaisesti Vertailkovspalan mittasepävarms/ Kovsmittarin lkemistarkks Standardiepävarmspitden mittalaitteen resoltion mkaisesti Viiden mittaksen keskiarvo s H 1 n 1 E r * x E =,8 n i 1, CRM ( H i _ H) Sallitt virhe standardin ISO 6507-:005 talkon 5 mkaisesti, x CRM kalirointitodistksesta Kalirointitodistksesta U CRM (k = ) 1,00 1 mm, (ilmoitett standardissa, SFS käsikirja 5-, s. 36) 0,9 ms (SFS käsikirja 5-, s. 36), 3 ms = 1 HBW t Tasaantmisaika 1,14 (SFS käsikirja 5-, s. 147) s x Koekappaleen keskihajonta mittasten s x 1 n 1 n i 1 ( x i _ x ) x Standardiepävarms mitattaessa koekappaletta _ x t * s n x Kovsmittarin poikkeama kaliroidsta arvosta H X CRM s Poikkeaman keskihajonta Poikkeaman määrityksen standardiepävarms, voidaan määrittää vasta toisen mittassarjan jälkeen s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) n m = mittassarjojen lkm t * s n m
Vaara Riikka Opinnäytetyö 9 H Kovsmittarin standardiepävarms mitattaessa vertailkovspalaa t * s n H HTM Yhdistetty mittasepävarms U HTM Laajennett mittasepävarms Ucorr Korjatn laajennetn epävarmden määrittäminen E CRM * HTM (k = ) U corr k H CRM x H X ms ms Talkko 10. Kovsmittarin poikkeaman laskenta sisältäen mittasepävarmden /4,s. 6-31./, /5, s. 1-16./, /6, s. 1-8./, /7, s. 10-19./ Laajennett Kovsmittarin poikkeama Kovsmittarin srin mittasepävarms kaliroitaessa poikkeama sisältäen vertailkovspaloilla mittasepävarmden U HTM U HTM + Talkossa 10 on ilmoitett kovsmittarin poikkeama, jota käytetään ilmoitettaessa laajennett mittasepävarms U (menetelmä ). 4.1.5.1. Menetelmä 1 Brinell Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä 1., Laskennassa on käytetty talkon 11tloksia. Tähän menetelmään ei sisälly kovsmittarista johtvaa virhettä. Talkko 11. Brinellin kovsmittaksen tlokset Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 131,7-0, 0,056 13,3 0,4 0,1936 3 13,3 0,4 0,1936 4 131,7-0, 0,056 5 131,3-0,6 0,3136 Smma: 659,3 0 0,75 Keskiarvo H: 131,9
Vaara Riikka Opinnäytetyö 30 U HTM * E CRM H x ms E CRM 0,05*13,8,3 1,150 1,179 (B tyyppi) (B tyyppi) H 1,14*0,433 5 0,1(A tyyppi) ms ms 3 1 3 0,89(B tyyppi) U HTM 3,37 Mittastlos = 131,9+/- 3,37 HBW,55 % (M1) 4.1.5.. Menetelmä Brinell Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä. Laskennassa käytetty tloksia talkosta 1. Tähän menetelmään sisältyy kovsmittarista johtva virhe. Talkko 1. Brinellin ensimmäisen ja toisen mittaskerran tlokset Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 131,7-0,16 0,056 13,3 0,44 0,1936 3 13,3 0,44 0,1936 4 131,7-0,16 0,056 5 131,3-0,56 0,3136 Smma: 659,3-0,04 0,75 Keskiarvo H: 131,86
Vaara Riikka Opinnäytetyö 31 Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 13,0-0, 0,0400 13,0-0, 0,0400 3 13,0-0, 0,0400 4 13,3 0,1 0,0100 5 13,7 0,5 0,500 Smma: 661,0 0,0 0,38 Keskiarvo H: 13,0 U corr = k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H 1,84*0,4 = 0, 31 U corr =,49 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr = (13,06) ±,49 HBW 1,89 % (M) Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 13,03 ±,5 HBW 1,91 % (M) Standardin SFS-EN ISO 6505- mkaan virhe saa olla enintään,5 %. Virhetalkko on liitteessä 1(1/). Menetelmällä virheprosentti jää alle,5 %:n. Menetelmällä 1 virheprosentti on hivenen yli rajan.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 3 4.. Vetokoe Vetokoe on ljden määrittämiseen käytettävä koe ja tärkein ljskoe valmetalleille. Vetokokeessa koesavaa vedetään aineenkoetskoneessa niin, että sen pits kasvaa vakionopedella. Kva 11. Din- ja SS-standardien mkaiset vetosavat
Vaara Riikka Opinnäytetyö 33 Kvassa 11 on kvatt standardien mkaiset vetosavat. Ylempi savoista on dinstandardin mkainen vetosava ja alempi ss-standardin mkainen. Modonmtokseen tarvittava voima rekisteröidään koesavan pitden mtoksen fnktiona. Vetokokeessa koesava vedetään poikki. Tloksina mitataan koesavan venymää ja normaalivoimaa. Vetokoetta käytetään materiaalin ttkimksessa ja laadnvalvonnassa. Vetokoemittasten tloksena saadaan jännitys-venymäkvaaja, kvassa 1. Kva 1. Jännitys-venymäkvaaja Vetokokeella selvitetään materiaalin ljsominaisksia ja tarkastellaan teräksen valmistksen laata. Periaatteena on, että koesava vedetään katkeamiseen saakka siten, että yksi tai seampi mekaanisista ominaisksista voidaan määrittää. Jännitys-venymä -käyrän hippkohtaa ktstaan mrtoljdeksi. Mrtoljs R m on metallin srin ljs. Mrtoljs on vetosavassa vallitseva nimellisjännitys jännitysvenymäkäyrän korkeimmalla kohdalla.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 34 Kn katkenneet osat asetetaan tarkasti yhteen ja mitataan vetokoesavasta kokeen jälkeinen pits ja mtetaan se prosenteiksi alkperäisestä pitdesta, saadaan mrtovenymä A. /1, s. 10-13./ 4..1. Mittasepävarmden määrittäminen vetokokeelle Etkäteen on tiedettävä materiaalin ljsominaisksien riippvs venymän tai jännityksen kasvnopedesta, ennen kin mittasepävarms voidaan laskea. Ei ole mahdollista määrittää yhtä tiettyä mittasepävarmtta, joka pätee kaikille materiaaleille. Eri materiaalit käyttäytyvät eri tavoin kokeen mttjien, kten venymän ja jännityksen kasvnopeden vaiktksesta. Koe soritetaan honeenlämmössä. Mittaksessa tlee ottaa homioon koesavan mittaaminen, mittapitden merkintä ja venymämittarin mittapits. Mittasepävarmteen vaikttavat materiaalista riippvat ja riippmattomat tekijät. ISO/IEC Gide 98-3 perst tarkasti nodatettaviin tilastollisiin menetelmiin eri lähteistä tlevien mittasepävarmksien smmaamiseksi. Useat järjestöt ovat tehneet siitä yksinkertaistettja ohjeita. Näissä esitetään ohjeita epävarmden arvioimiseen epävarmskertymä -menetelmien persteella. Standardissa SFS-EN 689-1 ei ole otett homioon materiaalin epähomogeenisdesta johtvaa hajontaa esimerkiksi slatksien eri kohtien välillä tai kelan alk- ja lopppään välillä. Tässä epävarms joht tlosten hajonnasta, joita on saat homogeenisen materiaalin testaksesta eri kokeissa, käyttämällä eri vetokoneita ja laoratorioita. /35, s. 40-43, 10-109./ Parametrin standardiepävarms voidaan arvioida kahdella tavalla. Tyyppi A, toistettava mittas s = n missä s on mittasten keskihajonta n on mittastlosten lkm (4)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 35 Tyyppi B, toinen lähde, esim. kalirointitodists tai toleranssit a = 3 missä a on polikas vaihtelvälistä, jolla sreen skotaan olevan (5) Yhdistetty mittasepävarms saadaan laskemalla yhteen mittassarjoja kaavalla: (y) = ( ( x ) ( x )... ( x ) ) (6) 1 n Laitteistoparametrien vaikts koetlosten epävarmteen: - Ylemmän myötörajan ReH epävarmten vaikttavat voiman F ja poikkipinta-alan So mittasepävarms. - Alemman myötörajan ReL epävarmteen vaikttavat myös voiman F ja poikkipinta-alan So mittasepävarms. - Mrtoljden Rm epävarmteen vaikttaa voiman F ja alkperäisen poikkipintaalan So mittasepävarms. Mrtoljs on nimellisjännitys jännitysvenymäkäyrän korkeimmalla kohdalla. - Venymisrajan Rp epävarms riipp voiman F, pitenemän, mittapitden ja poikkipinta-alan So mittasepävarmdesta. - Mrtovenymän A epävarmteen vaikttaa pitenemä ja mittapits. Alla olevassa kvassa 13 on kvatt venymien määritelmät. A g on plastinen tasavenymä srimmalla voimalla, A gt on kokonaistasavenymä srimmalla voimalla, A kvaa mrtovenymää ja A t kvaa kokonaisvenymää mrtohetkellä.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 36 Kva 13. Venymäkvaaja Mrtokroma Z epävarms riipp koesavan soran osan poikkipinta-alan So epävarmdesta ennen koetta ja mrtneen koesavan pienimmästä poikkipinta-alasta S. /35, s. 40-43./ 4.3. Iskkoe Metalleilla, joiden kiderakenteessa atomit ovat keskittyneet ktion sisään, kten esimerkiksi radassa ja ferriittisissä teräksissä, on haitallinen ominaiss, isksitkeys alenee romahdsmaisesti, kn lämpötilaa (transitiolämpötila) lasketaan ja mrtmistapa mtt sitkeästä haraaksi kiderajoja pitkin klkevaksi lohkeamiseksi. Asteniittisessa teräksessä atomit ovat keskittyneet ktion sivihin, jolloin mrtminen ei tapahd kiderajoja pitkin missään lämpötilassa. Yleisin harasmrtmisen testaskoe on iskkoe, koska se on halpa ja nopea totettaa. Iskkokeella testataan materiaalin käyttäytymistä nopean iskmaisen kormitksen alaisena. Kokeessa selviää materiaalin mahdollinen harastminen eri lämpötiloissa. Kokeessa käytetään yleensä savaa, jonka pits on 55 mm, poikkipinta on neliö, ja sivt ovat 10 mm. Savassa on U- tai V-lovi. V-lovi on mm syvä ja loven klma on 45 o :tta. U- lovi on 5 mm syvä, jonka pohjassa pyöristyssäde on 1 mm. Testassava tetaan molemmista päistä ja siihen isketään tarkkaan kaliroidlla heilrivasaralla kerran. Vasara
Vaara Riikka Opinnäytetyö 37 on kiilamainen iskheilri. Vasara pdotetaan, jolloin se iskee savaan, joka katkeaa tai taip. Iskn jälkeen sava jatkaa rataansa takaisin ylös. Iskheilri on standardin EN 10045- mkainen. Kvassa 14 on kvattna standardin SFS-EN 10045-1 mkainen isksavan tenta. /1, s.4-1./, /36, s. 19-1./, /38/ Kva 14. Koesavan tenta, Standardin SFS-EN 10045-1 mkainen Charpyisksava /1, s. 1./ Iskkokeessa mitataan iskenergiaa. Iskssa klnt energia määritetään joleina, jota käytetään materiaalin isksitkeyden mittana. Iskkoetta käytetään eri terästotteiden laadnvalvontaan ja se on standardoit aineenkoetsmenetelmä. Iskkokeen tlosten persteella voidaan ennstaa säröjä tai lovia sisältävien kappaleiden käyttäytymistä. Iskkoe soritetaan 3 ± 5 o C:ssa, jos koe haltaan sorittaa mssa kin honeenlämpötilassa, testaksessa käytettävä koesava tlee jäähdyttää halttn lämpötilaan nestemäisessä tai kaasmaisessa väliaineessa. /1, s. 4-1./ Iskheilrin sora varmentaminen Menetelmällä tarkastetaan: - laitteen rnko. Asennsdokmentista tlee ilmetä, että perstan massa on vähintään 40 kertaa niin painava kin heilri tai jos laite on valmistett voden 008 jälkeen, niin laitteen rngon tlee painaa vähintään 1 kertaa heilria enemmän.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 38 - Heilri. Iskterän leveys tlee olla 10-18 mm, iskrin kärjen klman tlee olla 30 o ± 1. - rngon / heilrin asento. Laitteen perstksessa tlee olla vertailtaso, josta mittakset voidaan tehdä, iskrin kärjen tlee olla ± 0,5 mm etäisyydellä koesavasta heilrin riippessa vapaasti. - koesavan tenta. Kannattimien tlee olla samassa tasossa. - tkien ja heilrin välinen rako. Raon tlee olla sellainen, että mrtneen koesavan osat ptoavat vapaasti, koskettaen mahdollisimman vähän testaslaitetta. - Määritetään redsoit pits. - Tarkastetaan energian näyttölaite. - Määritetään potentiaalienergia. - Lasketaan mitatn energian virhe (A s ). - Arvioidaan kitkahäviöt. - Lasketaan isknopes. /1, s. 4-1./ Iskheilrin epäsora varmentaminen Epäsoran varmentamisen vaiheet: - Ensin määritetään isktyö tekemällä iskkokeet vertailkoesavaerällä. Ennen kin epäsora varmentaminen aloitetaan, tarkistetaan tenta, koesavojen sijoittel, iskheilrin knto sekä määritetään kitkahäviöt. - Epäsora varmentaminen soritetaan vähintään kahdella energiatasolla, jotka klvat laitteen käyttöaleeseen ja joihin on vertailsavat. Tarkistettavat energiatasot tlee olla mahdollisimman lähellä tarkastettavan aleen ääripäitä. Molemmilla energiatasoilla isketään viisi koesavaa, savojen lämpötilan ollessa 3 ± o C. - Isketyt koesavat laitetaan järjestykseen pienimmästä srimpaan E 1 E 5 * iskheilrin toistettavs määritetään E 5 E 1 eli E max E min, * iskheilrin virhe lasketaan kaavalla: Ē = E 1 E E4 E5 E3 5 missä Ē on vertailkoesavaerän isktyön arvo (6)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 39 E 1 - E 5 ovat iskheilrin tlokset - Varmennettava iskheilri on knnossa, jos toistettavs ja virhe ovat pienemmät tai yhtä sret kin standardissa SFS-EN 10045- on määritelty. - Jos vaatimsarvot ylitetään, syitä etsitään soran menetelmän mkaan. - Varmentamisselosteen tlee sisältää seraavat asiat: viittas standardiin SFS-EN 10045-, iskheilrin tnnistetiedot, laitteen sijainti, varmentamismenetelmä, vertailarvot, havaitt virheet, tlokset, päivämäärä sekä sorittaja. Sora menetelmä soritetaan, kn iskheilri on asennett paikoilleen, korjatt tai siirretty. Sora menetelmä täytyy sorittaa t jos epäsora menetelmä ei anna hyväksyttävää tlosta. Epäsora menetelmä soritetaan noin 1 kk:n välein. /1, s. 4-1./
Vaara Riikka Opinnäytetyö 40 5. TESTIMITTAUSTEN TULOKSET Kovskokeiden tloksissa käytettiin rtiinimittasten tloksia. Kovskokeisiin otettiin kaksi kalirointikovspalaa, joiden kovtta mitattiin Dramin-500:llä (kva 14). Kovspalat olivat HV10 18 ja HBW 1/30 13. Kva 14. Dramin-500 Vetokokeissa käytettiin din- ja ss-standardien mkaisia vetosavoja. Savat vedettiin atomaattisella sekä manaalisella vetokoneella. Kvassa 15 on atomaattinen vetokone sekä rootti ja kvassa 16 on manaalinen vetokone.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 41 Kva 15. Zwick / Roell Z50 (atomaattinen vetokone ja rootti) Kva 16. Zwick Z50 (manaalinen vetokone)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 4 5.1. Kovsmittasten tlosten epävarmdet Kalirointikovspalasta HV10 kovs 18 tehtiin 33 mittasta. Tloksien keskiarvoja on 11 kappaletta, tlokset ovat alla olevassa talkossa 13. Mittakset on tehty kerran kkadessa. Vickers Talkko 13.Vickersin mittastlokset Näyte 18 HV10 ± 1,5 MITTAUSTULOKSET 1 3 ka. X i - H (X i - H) 19 19 18 18,7 0,7 0,44 17 19 19 18,3 0,3 0,11 19 19 18 18,7 0,7 0,44 19 19 18 18,7 0,7 0,44 19 16 18 17,7-0,3 0,11 19 19 19 19,0 1,0 1,00 19 18 18 18,3 0,3 0,11 19 18 18 18,3 0,3 0,11 19 19 19 19,0 1,0 1,00 19 19 18 18,7 0,7 0,44 18 17 18 17,7-0,3 0,11 Talkon 11 mkaan mittaksia on tehty 33 kappaletta/kovspala ja laskett tlosten keskiarvo. X i - H kertoo tlosten virheen verrattaessa keskiarvoa kovskalirointipalan ilmoitettn arvoon. (X i - H) on määritetty keskihajonnan laskemista varten. Talkko 14. Hälytysrajat Ylempi hälytysraja Alempi hälytysraja Ylempi toimintaraja Alempi toimintaraja H+s H H-s H H+3s H H-3s H 19,8 17,1 130,4 16,5
Vaara Riikka Opinnäytetyö 43 Edellä olevassa talkossa 14 on SPC:n mkaiset hälytys- sekä toimintarajat kyseiselle kovspalalle. Näiden tlosten mkaan voidaan serata, pysyvätkö tlokset määrättyjen rajojen sisäpolella ja tlosten persteella voidaan tehdä SPC:n mkainen valvontakortti. Kva 17. HV10 18 mittastlokset kvaajana Kvasta 17 voidaan todeta, että kovspalan HV10 18 tlokset ovat hälytysrajojen sisäpolella ja mittasmenetelmä on knnossa. Tloksista ja kvaajasta selviää, jos mahdollista ryömintää alkaa esiintymään. Kvasta on voidaan selvittää päivämäärän avlla mittastlokseen vaikttavat seikat, esimerkiksi mittaajan vaihtminen, työvälineen klminen tai den osan vaihtaminen.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 44 Määritetään mittasepävarms menetelmällä 1. Laskennassa on käytetty talkon 15 tloksia. Talkko 15. Vickersin mittasten tlokset mittaskerta tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 18,7 0,3 0,09 18,3-0,1 0,01 3 18,7 0,3 0,09 4 18,7 0,3 0,09 5 17,7-0,7 0,49 Smma: 64,1 0,1 0,77 Keskiarvo H: 18,4 U HTM * E CRM H x ms E, r * xcrm 0,03*18 E 1,37 /9, s. 18./,8,8 CRM U CRM 1,5 0,75 H t * s n H 1,14*0,438 5 0, H ms 18,4 0,0001 ms * * 0,0097 /31, s. 76./ d 3 0,381 3 U HTM 3,15 Mittastlos = 18,4 +/- 3,15 HV,45 % (M1)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 45 Talkko 16. Mittasepävarmden määrittämiseen liittyvät tnnkset H Mittastlosten ka. 18,45 (1) 18,70 () s H Keskihajonta 0,44 (1) 0,35 () H Standardimittasepäv. 0, U CRM kovsmittarin poikkeama vertailpalan mittasepävarms CRM k = ± 0,75 H CRM vertailpalan kovs 18 ms kovsmittarin lkemistarkks ms kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms 0,4 (1) 0,7 () = 0,55 ± 1,50 0,1 m 0,09 ms/( 3) t tasaantmisaika 1,14 n tlosten lkm 5 10 HTM yhdistetty mittasepävarms U HTM laajennett mittasepävarms U corr korjatt mittasepävarms ± 1,575 ± 3,15 ± 1,66 Talkossa 16 on tnnksia ja vertailkovspalan arvoja epävarmslaskentaan.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 46 Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä. Laskennassa on käytetty talkon 17 tloksia. Talkko 17. Vickersin ensimmäisen ja toisen mittaskerran tlokset Kovskalirointipala HV10 18 +/- 1,5 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 18,7 0,3 0,09 18,3-0,1 0,01 3 18,7 0,3 0,09 4 18,7 0,3 0,09 5 17,7-0,7 0,49 Smma: 64,1 0,1 0,77 Keskiarvo H: 18,4 Kovskalirointipala HV10 18 +/- 1,5 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 19,0 0,3 0,09 18,3-0,4 0,16 3 18,3-0,4 0,16 4 19,0-0,3 0,09 5 18,7 0,0 0,0 Smma: 643,3-0,8 0,50 Keskiarvo H: 18,7 U corr k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) s 0,1 t * s n m 1,84*0,1 0,758
Vaara Riikka Opinnäytetyö 47 U corr 1,66 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr = 19,1 +/- 1,66 HV 1,8 % (M) Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 18,55 +/-,1 HV 1,7 % (M) Standardin mkaan virhe saa olla HV10:lla enintään 3 %. Brinell Kalirointikovspalan HBW 1/30 kovs 13 tlokset otettiin myös voden ajalta. Talkkoon 18 on merkitty mittastlokset, keskiarvot sekä hajonta. Talkko 18. Brinellin mittasten tlokset Näyte 13 HBW 1/30 ±,3 MITTAUSTULOKSET 1 3 ka. X i - H (X i - H) 13,0 133,0 13,0 13,3 0,4 0,16 131,0 13,0 13,0 131,7-0,3 0,07 131,0 13,0 131,0 131,3-0,6 0,36 131,0 130,0 13,0 131,0-0,9 0,87 13,0 13,0 13,0 13,0 0,1 0,00 13,0 13,0 13,0 13,0 0,1 0,00 13,0 13,0 13,0 13,0 0,1 0,00 13,0 13,0 13,0 13,0 0,1 0,00 13,0 13,0 133,0 13,3 0,4 0,16 133,0 133,0 13,0 13,7 0,7 0,54
Vaara Riikka Opinnäytetyö 48 Talkko 19. Hälytysrajat Ylempi hälytysraja Alempi hälytysraja Ylempi toimintaraja Alempi toimintaraja H+s H H-s H H+3s H H-3s H 13,9 130,9 133,4 130,5 Talkkoon 19 on laskett hälytys- ja toimintarajat mittastlokselle. Hälytysrajoja on käytetty kvassa 18. Kva 18. HBW 1/30 13 Brinell mittastlokset kvaajana Määritetään mittasepävarms menetelmällä 1. Laskennassa on käytetty talkon 0 tloksia.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 49 Talkko 0. Ensimmäisen sarjan tlokset Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 13,3 0,64 0,4096 131,7 0,04 0,0016 3 131,3-0,36 0,196 4 131,0-0,66 0,4356 5 13,0 0,34 0,1156 Smma: 658,3 0,0 1,09 Keskiarvo H: 131,66 U HTM * E CRM H x ms E, r * xcrm 0,05*13 E 1,18 /5, s. 56./,8,8 CRM U CRM,3 1,15 H t * s n H 1,14*0,5 5 0,7 ms ms 3 1 3 0,9 U HTM * 1,18 1,15 0,7 0,9 3,39 Mittastlos = 131,7 +/- 3,39 HBW,57 % (M1)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 50 Talkko 1. Mittasepävarmden määrittämiseen liittyvät tnnkset. H Mittastlosten ka. 131,70 (1) 131,95 () s H Keskihajonta 0,5 (1) 0,31 () H Standardimittasepäv. 0,6 U CRM kovsmittarin poikkeama vertailpalan mittasepävarms CRM k = ± 1,15 H CRM vertailpalan kovs 13 ms kovsmittarin lkemistarkks ms kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms -0,3 (1) 0, () = 0,05 ±,30 0,1 m 0,09 ms/( 3) t tasaantmisaika 1,14 n tlosten lkm 5 10 HTM yhdistetty mittasepävarms U HTM laajennett mittasepävarms U corr korjatt mittasepävarms ± 1,695 ± 3,39 ±,65 Talkossa 1 on tnnksia ja vertailkovspalan arvoja epävarmslaskentaan.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 51 Esimerkki mittasepävarmdesta menetelmällä. Esimerkissä on käytetty talkon tloksia. Talkko. Ensimmäisen ja toisen sarjan tlokset Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 13,3 0,64 0,4096 131,7 0,04 0,0016 3 131,3-0,36 0,196 4 131,0-0,66 0,4356 5 13,0 0,34 0,1156 Smma: 658,3 0,0 1,09 Keskiarvo H: 131,7 Kovspala HB30 13 +/-,3 mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 13,0-0, 0,0400 13,0-0, 0,0400 3 13,0-0, 0,0400 4 13,3 0,1 0,0100 5 13,7 0,5 0,500 Smma: 661,0 0,0 0,38 Keskiarvo H: 13, U corr k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) s 0,41
Vaara Riikka Opinnäytetyö 5 t * s n m 0,53 U corr =,65 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr 13,00,65HV ( M ),00 % Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr 131,95,70HV ( M ),04 % Sallitt virhe saa olla enintään,5 % ja menetelmällä 1 virheprosentti oli vähän enemmän ja menetelmällä alle,5 %:n, joten menetelmällä päästiin parempaan tlokseen. 5.. Vetokokeen tlokset ja mittasepävarms Ensimmäiseen mittaskertaan otettiin kymmenen savaa, joista otettiin talteen kaikki tieto mahdollista myöhempää tarvetta varten. Mittasepävarms laskettiin mrtoljdelle Rm ja mrtovenymälle A. Epävarmden arviointiin käytettiin standardin SFS-EN ISO 689-1 mkaisesti tyyppiä A, jota käytetään toistettavalle mittakselle.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 53 Alla olevassa talkossa 3 on käsitelty rootilla mitattja tloksia din-savoille. Talkko 3. Mrtoljden tlokset Mrtoljs Rm tlos Xi Xi - H (Xi - H) 640,8 0,55 0,305 639,4-0,85 0,75 639,8-0,45 0,05 639,5-0,75 0,565 64, 1,95 3,805 640,1-0,15 0,05 639,7-0,55 0,305 640,1-0,15 0,05 639,3-0,95 0,905 641,6 1,35 1,85 Smma 640,5 0,0 8,87 Keskiarvo 640,5 Keskihajonta 0,996 Mittasepävarms laskettiin käyttämällä menetelmää A (toistettava mittas), alla olevalla kaavalla: s 0,996 Rm = 0, 3139 n 10 Mrtovenymä laskettiin samalla periaatteella, tlokset talkossa 4. Talkko 4. Mrtovenymän tlokset Mrtovenymä A 80 tlos Xi Xi - H (Xi - H) 55,5 0,71 0,50 54,8 0,01 0,00 53,9-0,89 0,79 54,3-0,49 0,4 56,4 1,61,59 55,8 1,01 1,0 54, -0,59 0,35 54,1-0,69 0,48 53, -1,59,53 55,7 0,91 0,83 Smma 547,90 0,00 9,33 Keskiarvo 54,79 Keskihajonta 1,018
Vaara Riikka Opinnäytetyö 54 Mrtovenymän mittasepävarmdeksi saatiin menetelmällä A: s 1,018 = 0, 30 n 10 Lopksi laskettiin vielä mrtoljden ja mrtovenymän yhdistetty epävarms: (y) = ( ( x ) ( x )... ( x ) ) 1 n (y) = 0,3139 0,30 0, 4497 Laajennett mittasepävarms: U = *(y), (k = ) U = ± 0,90 Manaalisella vetokoneella tehtiin mittakset samoille savoille, jolloin laajennetksi mittasepävarmdeksi saatiin U = ± 1,8. Vetokoneen tlokset ovat liitteessä (1/). Manaalisella vetokoneella mittasepävarms on hivenen srempi, koska siihen sisältyy myös käsin mittasta. Vaikka käsin mittaksessa käytettävät välineet ovat säännöllisesti kaliroitja, vaikttaa ihmisen kädenjälki lopptlokseen. Tlosten kvaajat ovat liitteessä 3 (1/3) ja liitteessä 3 (/3). Mittasepävarmksien laskennassa ei ole homioit laitteistoparametrien vaiktsta. Mittasepävarms halttiin selvittää myös SS-savalle. Testissä laskettiin kymmenen mittaksen mrtoljden keskihajonta, jonka avlla saatiin selville mrtoljden mittasepävarms.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 55 Alla olevassa talkossa 5 on käsitelty rootilla mitattja tloksia ss-savoille. Talkko 5. Mrtoljden tlokset Mrtoljs Rm tlos Xi Xi - H (Xi - H) 593,3 0,81 0,6561 59,6 0,11 0,011 59,4-0,09 0,0081 591,8-0,69 0,4761 59,3-0,19 0,0361 591,9-0,59 0,3481 59,1-0,39 0,151 591,7-0,79 0,641 59,7 0,1 0,0441 594,1 1,61,591 Smma 594,9 0,0 4,95 Keskiarvo 59,49 Keskihajonta 0,7415 Mittasepävarms laskettiin käyttämällä menetelmää A (toistettava mittas): s 0,7415 Rm = 0, 34 n 10 Mrtovenymä laskettiin samalla periaatteella. Mrtovenymän tlokset ovat talkossa 6. Talkko 6. Mrtovenymän tlokset Mrtovenymä A50 tlos Xi Xi - H (Xi - H) 51,9-0,8 0,08 5, 0,0 0,00 5,4 0, 0,05 5,7 0,5 0,7 5,1-0,08 0,01 5,6 0,4 0,18 5,3 0,1 0,01 5,1-0,08 0,01 51,5-0,68 0,46 5,0-0,18 0,03 Smma 51,80 0,00 1,10 Keskiarvo 5,18 Keskihajonta 0,3496
Vaara Riikka Opinnäytetyö 56 Mrtoljden mittasepävarmdeksi saatiin menetelmällä A: s 0,3496 = 0, 1106 n 10 Lopksi laskettiin vielä mrtoljden ja mrtovenymän yhdistetty epävarms: U(y) = ( ( x ) ( x )... ( x ) ) 1 n U(y) = 0,34 0,1106 0, 59 Laajennett mittasepävarms U = *(y), (k = ) U = ± 0,518 Manaalisella vetokoneella tehdyille mittaksille saatiin laajennetksi mittasepävarmdeksi U = ± 0,87. Vetokokeen tlokset ovat liitteessä (/). Tlosten kvaajat ovat liitteessä 3 (1/3) ja liitteessä 3 (/3). Manaalisen vetokoneen tloksiin ja srempaan epävarmteen vaikttavat käsin tehtävät mittakset.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 57 6. CASE-ESIMERKKI, KTAMK Opinnäytetyössä halttiin verrata kovsmittaksia ja vetokoetloksia eri ympäristössä ja eri laitteilla tehtynä. Kovsmittaksissa käytettiin samoja kalirointikovspaloja ja vetokokeissa käytettiin din- ja ss-savoja. Vertailtestit tehtiin KTAMK:ssa, jossa on vastaava kovsmittari kin TRC:ssä. Kvassa on KTAMK:n kovsmittari ja kvassa 3 on KTAMK:n vetokone. Kva. Kovsmittari Dramin-50 Kva 3. KTAMK:n Vetokone Zwick/Roell Z50
Vaara Riikka Opinnäytetyö 58 6.1. Mittasepävarms kovsmittakselle KTAMK:ssa Vickers Mittakset tehtiin kolmen sarjoissa, yhteensä mittaksia tehtiin kolmekymmentä. Laskettiin kolmen tloksen keskiarvo, saatiin yhteensä kymmenen keskiarvoa. Keskiarvojen persteella määritettiin hälytys- ja toimintarajat. Tlokset ovat talkossa 7 ja hälytysrajat ovat talkossa 8. Tloksista tehtiin kvaaja (kva 4). Talkko 7. Vickersin mittasten tlokset KT-AMK Näyte 18 HV10 ± 1,5 mittaskerta 1 3 ka. X i - H (X i - H) 1 19 19 19 19,0-0,1 0,0 131 19 19 19,7 0,5 0,5 3 130 18 19 19,0-0,1 0,0 4 19 19 19 19,0-0,1 0,0 5 130 19 19 19,3 0, 0,04 6 19 19 130 19,3 0, 0,04 7 18 130 19 19,0-0,1 0,0 8 19 130 19 19,3 0, 0,04 9 19 19 19 19,0-0,1 0,0 10 19 19 18 18,7-0,5 0,5 Talkko 8. Tlosten persteella laskett rajat Ylempi hälytysraja Alempi hälytysraja Ylempi toimintaraja Alempi toimintaraja H+s H H-s H H+3s H H-3s H 19,7 18,6 130,0 18,3
Vaara Riikka Opinnäytetyö 59 Kva 4. HV10 18 tlokset kvaajassa Määritetään mittasepävarms menetelmällä 1. Laskennassa on käytetty talkon 9 tloksia. Talkko 9. Ensimmäisen sarjan tlokset mittaskerta tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 19,0-0, 0,04 19,7 0,5 0,5 3 19,0-0, 0,04 4 19,0-0, 0,04 5 19,3 0,1 0,01 Smma: 646,0 0,0 0,38 Keskiarvo H: 19, U HTM * E CRM H x ms E, r * xcrm 0,03*18 E 1,37 /9, s. 170./,8,8
Vaara Riikka Opinnäytetyö 60 CRM U CRM 1,5 0,75 H t * s n H 1,14*0,308 5 0,157 H ms 19, 0,0001 ms * * d 3 0,381 3 0,0098 /31, s. 76./ U HTM = ± 3,14 Mittastlos = 19, ± 3,14,43 % (M1) Talkko 30. Mittasepävarmden määrittämiseen liittyvät tnnkset ja tlokset H Mittastlosten ka. 19,0 (1) 19,5 () s H Keskihajonta 0,308 (1) 0,335 () H Standardimittasepäv. 0,171 U CRM kovsmittarin poikkeama vertailpalan mittasepävarms CRM k = ± 0,75 H CRM vertailpalan kovs 18 ms kovsmittarin lkemistarkks ms kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms 1, (1) 1,30 () = 1, ± 1,50 0,1 m 0,09 ms/( 3) t tasaantmisaika 1,14 n tlosten lkm 5 10 HTM yhdistetty mittasepävarms U HTM laajennett mittasepävarms U corr korjatt mittasepävarms ± 1,57 ± 3,14 ± 1,54
Vaara Riikka Opinnäytetyö 61 Talkossa 30 on tnnksia ja vertailkovspalan arvoja epävarmslaskentaan. Määritetään mittasepävarms menetelmällä. Esimerkissä on käytetty talkon 31 tloksia. Talkko 31. Ensimmäisen ja toisen mittassarjan tlokset mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 19,0-0, 0,04 19,7 0,5 0,5 3 19,0-0, 0,04 4 19,0-0, 0,04 5 19,3 0,1 0,01 Smma: 646,0 0,0 0,38 Keskiarvo H: 19, mittasten lkm. tlos Xi Xi - H (Xi - H) 1 19,3 0,04 0,0016 19,0-0,6 0,0676 3 19,3-0,04 0,0016 4 19,0-0,6 0,0676 5 18,7-0,56 0,3136 Smma: 646,3-1,08 0,45 Keskiarvo H: 19,3 U corr k k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) s 0 t * s n m 0
Vaara Riikka Opinnäytetyö 6 U corr = 1, 54 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr = 130,5 ±1,54 HV 1,18 % (M) Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 19,5 ±,79 HV,16 % (M) Tlos tarkoittaa, että mittasepävarmden sisältävä kovsmittarin poikkeama täyttää standardin 6507- mkaisen enimmäisvaatimksen ± 3 %. Menetelmällä saatiin parempi tlos kin menetelmällä 1. Brinell Mittaksia tehtiin kolmekymmentä. Tlokset ovat talkossa 3. Laskettiin kolmen tloksen keskiarvo, saatiin kymmenen keskiarvoa. Keskiarvojen persteella määritettiin hälytys- ja toimintarajat (talkko 33). Tloksista piirrettiin kvaaja (kva 5). Talkko 3. KT-AMK:ssa mitatt tlokset KT-AMK Näyte 13 HB30 ±,3 mittaskerta 1 3 ka. X i - H (X i - H) 1 131 133 17 130,3-0,7 0,07 131 17 13 130,0-0,57 0,3 3 13 131 130 131,0 0,43 0,18 4 130 18 18 18,7-1,87 3,50 5 13 131 13 131,7 1,13 1,8 6 131 134 131 13,0 1,43,04 7 133 17 19 19,7-0,87 0,76 8 133 130 18 130,3-0,7 0,07 9 134 131 16 130,3-0,7 0,07 10 13 19 134 131,7 1,13 1,8
Vaara Riikka Opinnäytetyö 63 Talkko 33. Hälytysrajat Ylempi hälytysraja Alempi hälytysraja Ylempi toimintaraja Alempi toimintaraja H+s H H-s H H+3s H H-3s H 18,5 13,6 133,7 17,5 Kva 5. Brinellin tlosten kvaaja Määritetään mittasepävarms menetelmällä 1. Laskennassa on käytetty talkon 34 tloksia. Talkko 34. Ensimmäisen mittassarjan tlokset Mittaskerta Mittastlokset X i - H (X i - H) 1 130,3-0,7 0,07 130,0-0,57 0,3 3 131,0 0,43 0,18 4 18,7-1,87 3,50 5 131,7 1,13 1,8 Smma: 651,7-1,15 5,35 Keskiarvo H: 130,3
Vaara Riikka Opinnäytetyö 64 U HTM * E CRM H x ms E = E, r * xcrm 0,05*13 1, 18,8,8 /9, s. 170./ CRM U CRM,3 1,15 H t * s n H 1,14*1,16 5 0,59 ms 1 ms 3 3 0,9 /7, s. 100-109./ U HTM = 3,55 Mittastlos = 130,3 ± 3,55,70 % (M1)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 65 Talkko 35. Mittasepävarmden määrittämiseen liittyvät tnnkset ja tlokset H Mittastlosten ka. 130,30 (1) 130,80 () s H Keskihajonta 1,16 (1) 1,1 () H Standardimittasepäv. 0,59 U CRM kovsmittarin poikkeama vertailpalan mittasepävarms CRM k = ± 1,15 H CRM vertailpalan kovs 13 ms kovsmittarin lkemistarkks ms kovsmittarin lkemistarkkdesta johtva epävarms -1,17 (1) -1,1 () = 1,45 ±,30 0,1 m 0,09 ms/( 3) t tasaantmisaika 1,14 n tlosten lkm 5 10 HTM yhdistetty mittasepävarms U HTM laajennett mittasepävarms U corr korjatt mittasepävarms ± 1,775 ± 3,55 ±,65 Talkossa 35 on tnnksia ja vertailkovspalan arvoja epävarmslaskentaan.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 66 Määritetään mittasepävarms menetelmällä. Laskennassa on käytetty talkon 36 tloksia. Talkko 36. Ensimmäisen ja toisen sarjan tlokset Mittaskerta Mittastlokset X i - H (X i - H) 1 130,3-0,7 0,07 130,0-0,57 0,3 3 131,0 0,43 0,18 4 18,7-1,87 3,50 5 131,7 1,13 1,8 Smma: 651,7-1,15 5,35 Keskiarvo H: 130,3 Mittaskerta Mittastlokset X i - H (X i - H) 1 13,0 1,43,04 19,7-0,87 0,76 3 130,3-0,7 0,07 4 130,3-0,7 0,07 5 131,7 1,13 1,8 Smma: 654,0 1,15 4, Keskiarvo H: 130,8 U corr k * CRM H x ms H laskennassa käytetään srempaa arvoista s H1 ja s H s n m1 1 n m 1 i 1 ( 1 ) s 0,35 t * s n m 1,14*0,35 0,8 U corr,65 Mittastlos korjatlla keskiarvolla: X corr ( x ) U corr X corr = 13 ±,65 HBW,00 % (M)
Vaara Riikka Opinnäytetyö 67 Mittastlos korjatlla epävarmdella: X corr x ( U ) corr X corr = 130,6 ± 4,10 HBW 3,14 % (M) Sallitt virhe saa olla enintään,5 %. 6.. Vetokoneen mittasepävarms KTAMK:ssa Vetokoetesti tehtiin sekä ss- että din-savoilla. Alla olevassa talkossa 37 on käsitelty KTAMK:n vetokoneella mitattja tloksia din-savoille. Talkko 37. Mrtoljden tlokset Mrtoljs Rm tlos Xi Xi - H (Xi - H) 67,6-0,5 0,3 66,9-1, 1,4 67,1-1,0 0,9 69,5 1,4 1,9 69,4 1,3 1,7 Smma 3140,6 0,0 6, Keskiarvo 68,1 Keskihajonta 1,45 Mittasepävarms laskettiin käyttämällä menetelmää A (toistettava mittas). Rm s n 1,45 5 0,5568
Vaara Riikka Opinnäytetyö 68 Mrtovenymä laskettiin samalla periaatteella. Esimerkissä on käytetty talkon 38 tloksia. Talkko 38. Mrtovenymän tlokset Mrtovenymä A 80 tlos Xi Xi - H (Xi - H) 53,0 0,5 0,0 53,4 0,9 0,84 5,9 0,4 0,0 53,4 0,9 0,73 53,9 1,4,04 Smma 66,59 4,09 4,01 Keskiarvo 53,30 Keskihajonta 1,001 Mrtovenymän mittasepävarmdeksi saatiin menetelmällä A: A 80 s 1,001 0,4478 n 5 Lopksi laskettiin mrtoljden ja mrtovenymän yhdistetty epävarms. (y) = ( ( x ) ( x )... ( x ) ) 1 n (y) = 0,5568 0,4478 0, 7145 Laajennett mittasepävarms U = *(y), (k = ) U = ± 1,43 AMK:n vetokokeissa on käsin tehtäviä mittaksia. Tloksista poistettiin hajontaa aihettaneet tlokset.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 69 Talkossa 39 on KTAMK:n vetokoneella mitattja tloksia ss-savoille. Talkko 39. Mrtoljden tlokset Mrtoljs Rm tlos Xi Xi - H (Xi - H) 589,5-0,4 0,1 590,0 0,1 0,0 593, 3,3 10,8 588,5-1,4,0 590, 0,3 0,1 588,1-1,9 3,5 590,4 0,5 0, 590,1 0, 0,0 589,3-0,6 0,4 Smma 5309,40 0,0 17,11 Keskiarvo 589,90 Keskihajonta 1,46 Mittasepävarms laskettiin käyttämällä menetelmää A (toistettava mittas). Rm s n 1,46 9 0,4873 Mrtovenymä laskettiin samalla periaatteella. Esimerkissä on käytetty talkon 40 tloksia. Talkko 40. Mrtovenymän tlokset. Mrtovenymä A50 Xi - tlos Xi H (Xi - H) 5,96-0,1 0,01 5,7-0,3 0,1 53,38 0,3 0,09 53,67 0,6 0,37 53,1 0,1 0,0 53,49 0,4 0,18 53,03 0,0 0,00 53,19 0,1 0,01 5,11-1,0 0,91 5,91-0, 0,03 Smma 530,67 0,00 1,75 Keskiarvo 53,10 Keskihajonta 0,468
Vaara Riikka Opinnäytetyö 70 Mrtovenymän mittasepävarmdeksi saatiin menetelmällä A: A 80 s 0,468 0,1560 n 9 Lopksi laskettiin vielä mrtoljden ja mrtovenymän yhdistetty epävarms. (y) = 0,4873 0,1560 0, 5117 Laajennett mittasepävarms U = *(y), (k = ) U = ± 1,0 Molemmista tapaksista voidaan todeta, että mrtoljs, johon kln käsin tehtäviä mittaksia, nostaa mittasepävarmtta. Tlosten kvaajat löytyvät liitteestä 3 (3/3).
Vaara Riikka Opinnäytetyö 71 7. YHTEENVETO Kovsmittastloksista voitiin todeta, että mittasepävarms oli parempi menetelmällä. Menetelmässä oli tloksia käytettävänä enemmän, joten yksittäiset pienet heitot tloksissa eivät aihettaneet niin paljon poikkeamia kin pienemmässä erässä. Verrattaessa tloksia Otokmmn Tornion ttkimskeskksen ttkims- ja laadnvalvontalaoratorion ja Kemi-Tornion ammattikorkeakoln laoratorioiden välillä oli kovsmittasten mittasepävarms lähes tlkoon sama. Pieniä eroavaisksia oli ja niiden skotaan tlevan lkoisista tekijöistä, kten mittaajan vaihtmisesta ja eri laitteistosta. Menetelmässä, jossa homioidaan kovsmittarin aihettama systemaattinen virhe, oletetaan mittarin olevan kaliroit ja näyttävän täysin oikein. Menetelmässä 1 mittarin aihettamaa virhettä ei homioida ja epävarms lasketaan mittastlosten persteella. Vickersin kovdet olivat molemmissa laoratorioissa hyväksyttävät. Standardin mkaan tlokset olivat hyväksyttäviä, jos tlos oli alle 3 %. Siihen tlokseen päästiin sekä menetelmällä 1 että menetelmällä. Brinellin menetelmässä oli jotakin pielessä, standardin mkaan tlosten piti olla alle,5 % ja ainoastaan menetelmällä päästiin siihen tlokseen. Kten aikaisemmin kerrottiin, yksittäiset heitot voivat aihettaa lopptloksessa sren poikkeaman. Sen voksi pitäisi aina, kn tta tapaa aletaan käyttää, kerätä mittaksia pidemmältä ajanjaksolta, jotta lkoiset virhetekijät saataisiin minimoita. Vetokoemittakset tehtiin ttkims- ja laadnvalvontalaoratoriossa rootilla, jossa on atomaattinen pakss-leveysmittari sekä manaalisella vetokoneella, jossa tehdään käsin mittaksia työntömitalla ja mikrometrillä. Lopptloksista voitiin todeta, että mittasepävarms oli pienempi menetelmällä, johon ei klnt käsin tehtäviä mittaksia. AMK:ssa tehdyissä mittaksissa on myös käsin tehtäviä mittaksia ja siellä mittasepävarms oli samaa lokkaa kin ttkims- ja laadnvalvontalaoratorion
Vaara Riikka Opinnäytetyö 7 mittaksissa. AMK:n tloksista poistettiin hajontaa aihettaneet tlokset, koska ne olivat yksittäisiä, eikä voida tietää, johtivatko ne materiaalista. Vetokokeen mittasepävarmden laskentaan käytettiin tyyppiä A, jossa homioitiin rtiinimittasten tlokset. Laskelmissa ei homioit laitteistoparametrien vaiktsta. Vetokokeen mittasepävarmdessakin kannattaisi serata mittaksia pidemmällä aikavälillä ja alkaa sitten vasta laskea epävarmtta. Näin saataisiin lotettavammat tlokset mittasepävarmdesta. Työ oli hyvin haastava ja mielenkiintoinen. Srimmaksi ongelmaksi modosti mittasepävarmden selvittäminen vetokokeeseen. Usi vetokoestandardi oli vasta tllt ja sitä ei ollt vielä sovellett käytäntöön kmmassakaan laoratoriossa. Standardissa oli käsitelty epävarmtta homogeeniseen materiaaliin ja siinä ei ollt homioit epähomogeenistta. Vetokokeen osalta mittasepävarmden selvittämiseen vaikttavat monet eri asiat. Tässä työssä mittasepävarmden laskentaan homioitiin mrtoljs ja mrtovenymä. Laitteistoparametrien lisäksi vetokokeen mittasepävarmteen vaikttavat lkoiset asiat, kten mittaaja, lämpötila ja ympäristö. Kovsmittaksen epävarms oli helpompi selvittää, koska menetelmä on yksinkertaisempi. Kovsmittasten osalta epävarmden selvittäminen oli kaavojen pyörittämistä, lisäksi standardeja jot käyttämään melko paljon kovsmittasten epävarmtta selvittäessä.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 73 8. LÄHDELUETTELO /1/ Aaltonen, Kalevi, Seminaari Mittakset konepajassa 30.5.00, https://noppa.tkk.fi/noppa/krssi/kon-15.31/materiaali/mittaskyky.pdf,.1.010. // Eramet, Caliration Gide, http://www.eramet.org/fileadmin/docs/plications/calgides/eurametcg-16.01_hardness.pdf, 5.7.010. /3/ Gaaer W, SM&T Standards Measrement & Testing Project No. SMT4- ct97-165, http://www.docstoc.com/docs/5085514/the-determination-of- Uncertainties-in-Notched-Bar-Creep-Rptre, 5.7.010. /4/ Hhtala Kyösti, Tilastollinen laadnohjas, Jyväskylän yliopisto, 1993. /5/ Hhtala Kyösti, Tilastollinen laadnohjas, Tampereen yliopisto, 1999. /6/ Karjalainen Asko, Mitä Benchmarking-arviointi on?, www.ol.fi/w5w/enchmarking/m.rtf,.1.010. /7/ Kme Hitoshi, Laadn parantamisen tilastolliset menetelmät, 1985. /8/ Kärhä, Petri, Mittasjärjestelmän kalirointi ja mittasepävarms, http://metrology.ht.fi/corses/s108-180/materiaali004/ncert1_004.pdf,.1.010. /9/ Lähteenmäki Mika ja Leiviskä Kako, Tilastollinen prosessinohjas: persteet ja menetelmät, http://herkles.ol.fi/isn95147509/isn95147509.pdf,.1.010. /10/ Mattila Esko, Laadntarkastkset terästeollisdessa, Rkki. /11/ Mikes Metrologia, Kemian metrologian opas, http://www.mikes.fi/docments/pload/j6_05_5_nettiin.pdf,.1.010. /1/ Niemi Pekka, K. Aineen koests, http://www.valatlas.fi/tietomat/docs/pn_jalkikasittely_k.pdf, 5.7.010. /13/ Nordic Innovation Centre, Sisäinen laadnohjas, http://www.nordicinnovation.net/nordtestfiler/tr569_trolloken_somi_finnis h_langage.pdf,.1.010. /14/ Oy FF-Chemicals A, Mittasepävarms, http://ff-chemicals.fi/,.1.010.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 74 /15/ Polzin, Thomas, Experiences with the determination of ncertainty, http://www.imeko.org/plications/tc5-00/imeko-tc5-00-05.pdf,.1.010. /16/ Polzin Thomas, Method for Uncertainty Determination of Hardness Testing, MP Materialprfng, Lehden nmero 44, 00, sivt 64 71. /17/ Salomäki Rano, SPC-taskkirja. /18/ Sariola Kaisa, Tilastollinen prosessinohjas, Johtamistaidon opisto. /19/ Sariola Kaisa, Mittasepävarms tilastollisesti tarkastellen, Johtamistaidon opisto. /0/ SFS3700 Pers- ja yleistermien sanasto. /1/ SFS-EN 10045-. // SFS-EN ISO/IEC 1705. /3/ SFS-EN ISO 1865. /4/ SFS-EN ISO 6506-1. /5/ SFS-EN ISO 6506-. /6/ SFS-EN ISO 6506-3. /7/ SFS-EN ISO 6506-4. /8/ SFS-EN ISO 6507-1. /9/ SFS-EN ISO 6507-. /30/ SFS-EN ISO 6507-3. /31/ SFS-EN ISO 6507-4. /3/ SFS-EN ISO 6508-1. /33/ SFS-EN ISO 6508-. /34/ SFS-EN ISO 6508-3. /35/ SFS-EN ISO 689-1. /36/ Siik Henri, Aineenkoetslaoratorion totannonohjas- ja raportointijärjestelmä, https://plications.theses.fi/itstream/handle/1004/877/siik.henri.pdf?se qence=,.1.010. /37/ Tampere University of Technology, 750300 Mittasten informaatiosisältö ja datan lotettavs, http://www.mit.tt.fi/750300/750300_lento11.pdf,.1.010.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 75 /38/ Terästen isksitkeys, väsyminen ja harasmrtminen, http://www.terasrakenneyhdistys.fi/esdep/l/html/wgl3.htm,.1.010.
Vaara Riikka Opinnäytetyö 76 9. LIITELUETTELO Liite 1 Kovsmittasmenetelmien sallitt virheet Liite Manaalisen vetokoneen tlokset Liite 3 Vetokoetlosten kvaajat
Vaara Riikka Opinnäytetyö Liite 1 (1/) Rockwellin kovsaleiden sallitt virheet (SFS-EN ISO 6508-) Brinellin menetelmän sallitt virhe. (SFS-EN ISO 6506-)
Vaara Riikka Opinnäytetyö Liite 1 (/) Vickersin menetelmän sallitt virhe (SFS-EN ISO 6507-)