İki tür değişkenlik
Walter Shewhart'ın 1920'lerde yaptığı ayrım, yüz yıl sonra hâlâ istatistiksel süreç kontrolünün bel kemiğini oluşturuyor. Shewhart'ın fark ettiği şey, bir süreçte gözlenen değişkenliğin tek bir şey olmadığı, birbirinden tamamen farklı iki kaynaktan geldiğiydi.
Genel neden (common cause): sürecin kendi yapısından gelen,
her zaman var olan doğal dalgalanma. Tek tek olaylara müdahale edilmez; azaltmak için
sistem değiştirilir.
Özel neden (special cause): dışarıdan giren, belirli bir olaya bağlanabilen
sapma. Bulunur ve giderilir.
Bu ayrımın yapılmadığı bir yerde iki yönlü hata birden ortaya çıkıyor. Genel nedenden kaynaklanan sıradan bir dalgalanmaya özel neden muamelesi yapmak, yani her düşük rakamda "bugün ne oldu" diye sorup müdahale etmek, sürece dışarıdan yeni bir değişkenlik kaynağı ekler ve sonuçta dalgalanmayı azaltmak yerine artırır. Bunun tersi de aynı ölçüde zararlıdır: gerçek bir bozulmayı normal sayıp görmezden gelmek, sorunun büyümesine zaman kazandırır.
Kontrol grafiğinin tek işlevi bu iki durumu birbirinden ayırmaktır. Grafiğin verdiği cevap "süreç iyi mi kötü mü" değil, "bu noktaya müdahale etmeli miyim" sorusuna dairdir.
Grafik seçimi
Kullanılacak grafik türü veriye bakılarak seçilir ve bu seçim sonucu doğrudan etkiler, çünkü her grafik türü limitlerini farklı bir formülle hesaplar. Yanlış seçilen bir grafik, matematiksel olarak kusursuz ama süreçle ilgisi olmayan limitler üretir.
| Veri türü | Koşul | Grafik | Örnek |
|---|---|---|---|
| Sürekli (ölçüm) | Alt grup n = 2–9 | X̄ – R | Etiket okuma süresi, koli ağırlığı |
| Sürekli | Alt grup n ≥ 10 | X̄ – s | Büyük örneklemli ölçümler |
| Sürekli | Tek tek ölçüm (n = 1) | I – MR | Günlük yakıt tüketimi |
| Kesikli (oran) | Örneklem büyüklüğü değişken | p | Günlük hatalı adres oranı |
| Kesikli (adet) | Örneklem büyüklüğü sabit | np | Her gün 500 gönderide hasarlı adet |
| Kesikli (kusur) | Birim başına kusur sayısı | c veya u | Araç başına eksik belge sayısı |
X̄–R grafiğinin çözümlü örneği 7 kalite aracı sayfasında adım adım işleniyor. Burada ise oran verisiyle çalışan p grafiği ele alınıyor, çünkü hizmet ve lojistikte en sık ihtiyaç duyulan tür budur.
p grafiği
Oran verisiyle çalışan p grafiğinin diğerlerinden ayrılan önemli bir özelliği var: örneklem büyüklüğünün her gün aynı olması gerekmiyor. Günlük gönderi adedi değiştikçe o günün limitleri de yeniden hesaplandığı için grafikteki kontrol limitleri düz bir çizgi değil basamaklı bir çizgi halinde çıkıyor. Örneklem büyüdükçe limitler merkeze yaklaşır, çünkü daha fazla gözlem daha az belirsizlik demektir.
Çözümlü örnek — günlük hatalı adres oranı, 20 gün
Her gün kabul edilen gönderi sayısı ve içindeki hatalı adres sayısı kaydedilmiş. Günlük gönderi adedi 1.688 ile 1.968 arasında değişiyor.
Merkez çizgi p̄ = 1.407 ÷ 36.500 = 0,038548 = %3,855
Bir gün için standart sapma: s = √[ p̄ × (1 − p̄) ÷ n ]
19. gün (n = 1.930): s = √[0,038548 × 0,961452 ÷ 1.930] = 0,004380
ÜKL = 0,038548 + 3 × 0,004380 = 0,05169 = %5,169
AKL = 0,038548 − 3 × 0,004380 = 0,02541 = %2,541
| Gün | n | Hatalı | p % | ÜKL % | AKL % | Durum |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 1.820 | 68 | 3,736 | 5,209 | 2,501 | İçeride |
| 19 | 1.930 | 118 | 6,114 | 5,169 | 2,541 | Kontrol dışı |
| 20 | 1.812 | 68 | 3,753 | 5,212 | 2,498 | İçeride |
19. gün ÜKL'yi aşıyor — %6,114 > %5,169. Bu bir özel neden işaretidir. Araştırıldığında o gün bir kampanya nedeniyle yeni bir e-ticaret entegrasyonundan toplu gönderi girişi yapıldığı, adres alanlarının eşleşmediği görülür.
Özel neden giderildikten sonra
n = 1.812 için ÜKL = %5,064 · AKL = %2,393
Kalan 19 günün tamamı limitler içinde → süreç kararlı
Süreç artık kararlı ama iyi değil. Kararlılık, %3,73 hata oranının öngörülebilir biçimde tekrarlanacağı anlamına gelir. Bu oranı düşürmek için kontrol grafiğinden medet umulmaz — kök neden analizi ve sistem değişikliği gerekir. İşte bu, genel neden müdahalesidir.
Western Electric kuralları
Bir noktanın kontrol limitlerinin dışına çıkması tek uyarı işareti değildir. Noktaların tamamı limitlerin içinde kalsa bile oluşturdukları örüntü özel bir nedene işaret edebilir; örneğin merkez çizgisinin sürekli aynı tarafında kalan bir dizi, süreç ortalamasının kaydığını gösterir. Western Electric kuralları bu tür örüntüleri tanımlar ve en yaygın kullanılan dördü şunlardır:
| Kural | Örüntü | Tipik anlamı |
|---|---|---|
| 1 | 1 nokta 3σ dışında | Ani, tek seferlik olay |
| 2 | Ardışık 3 noktanın 2'si aynı tarafta A bölgesinde | Merkez kayması başlıyor |
| 3 | Ardışık 5 noktanın 4'ü aynı tarafta B bölgesi veya ötesinde | Yavaş kayma |
| 4 | Ardışık 8 nokta merkezin aynı tarafında | Süreç ortalaması değişmiş |
Cp ve Cpk
Kontrol grafiği süreci kendi geçmişiyle karşılaştırır ve kararlı olup olmadığını söyler; yetenek indeksleri ise aynı süreci müşteri spesifikasyonuyla karşılaştırır ve yeterli olup olmadığını söyler. İkisi farklı sorular olduğu için birbirinin yerine geçmez: kararlı ama yetersiz bir süreç de, kararsız ama şans eseri spesifikasyon içinde kalan bir süreç de mümkündür.
Cp = (ÜSL − ASL) ÷ (6σ) — sürecin yayılımı spesifikasyon
aralığına sığıyor mu? Merkezi dikkate almaz.
Cpk = min[(ÜSL − X̄̄) ÷ 3σ ; (X̄̄ − ASL) ÷ 3σ] — hem yayılımı hem merkezi
dikkate alır.
Cpk hiçbir zaman Cp'den büyük olamaz; en iyi durumda ona eşit olur. Bu yüzden iki indeks arasındaki fark, sürecin spesifikasyon aralığının ortasından ne kadar kaydığının doğrudan ölçüsüdür. Cp ile Cpk birbirine eşitse süreç tam ortalanmış demektir ve yapılacak tek iş yayılımı daraltmaktır; aradaki fark büyükse önce merkezi düzeltmek çok daha ucuz bir kazanç sağlar.
| Cpk | Yorum | Yaklaşık ppm (tek taraf) |
|---|---|---|
| < 1,00 | Yetersiz — spesifikasyon dışı üretim kaçınılmaz | > 1.350 |
| 1,00 | Sınırda | 1.350 |
| 1,33 | Yaygın kabul eşiği | 32 |
| 1,67 | İyi | 0,3 |
| 2,00 | Altı sigma seviyesi | 0,001 |
Cp/Cpk ile Pp/Ppk farkı
Bu dört indeks arasındaki ilişki, süreç yeteneği konusunun en çok karıştırılan yeri. Karışıklığın kaynağı basit: aynı veriden hesaplanmalarına rağmen iki grup farklı bir standart sapma kullanıyor ve bu fark sonucu belirgin biçimde değiştiriyor.
Cp / Cpk — alt grup içi sigma kullanır:
σ̂ = R̄ ÷ d₂. Sürecin potansiyelini ölçer: alt gruplar arası kayma olmasaydı ne
yapabilirdi?
Pp / Ppk — tüm verinin genel standart sapmasını kullanır. Sürecin
fiilî performansını ölçer: müşterinin gerçekte aldığı şey.
Çözümlü örnek — koli ağırlık ölçüm sapması
DWS cihazının ölçüm sapması izleniyor. 25 alt grup, her birinde 4 ölçüm (n = 4). Spesifikasyon: −0,20 / +0,20 kg, hedef 0. Sabitler n = 4 için A₂ = 0,729, D₄ = 2,282, d₂ = 2,059.
X̄ ÜKL = 0,0638 + 0,729 × 0,0729 = 0,1169 · AKL = 0,0107
R ÜKL = 2,282 × 0,0729 = 0,1663
Kontrol dışı alt gruplar: 23 ve 25. Grafiğe bakıldığında ilk 5 alt grubun ortalaması 0,012–0,050 aralığında, son 5 alt grubunki 0,079–0,133 aralığında — süreç yavaş yavaş yukarı kaymış. Bu, Western Electric 3. ve 4. kurallarının da yakalayacağı bir örüntü.
σ_genel (tüm 100 ölçüm) = 0,04690
Cp = 0,40 ÷ (6 × 0,03538) = 1,884
Cpk = min[(0,20 − 0,0638) ÷ 0,10614 ; (0,0638 + 0,20) ÷ 0,10614] = min[1,283 ; 2,486] = 1,283
Pp = 0,40 ÷ (6 × 0,04690) = 1,422
Ppk = min[(0,20 − 0,0638) ÷ 0,14070 ; ...] = 0,968
| İndeks | Değer | Ne söylüyor |
|---|---|---|
| Cp | 1,884 | Potansiyel çok iyi — cihaz bunu yapabilir |
| Cpk | 1,283 | Merkez kaymış; potansiyelin altında |
| Pp | 1,422 | Zamana yayılmış yayılım daha geniş |
| Ppk | 0,968 | Müşterinin gerçekte aldığı: 1'in altında |
Dört sayıyı birlikte okumak:
- Cp (1,884) ≫ Cpk (1,283): yayılım sorun değil, merkez kaymış. Cihaz sıfır yerine +0,064 kg civarında ölçüyor.
- Cp (1,884) > Pp (1,422): alt grup içi değişkenlik dar ama alt gruplar arası kayma var. Yani her ölçüm anında cihaz tutarlı, ama zaman içinde sürükleniyor.
- Ppk (0,968) < 1,00: fiilî performans yetersiz. Cpk 1,283 diye rapor edip "iyiyiz" demek, müşterinin yaşadığını değil laboratuvar potansiyelini raporlamaktır.
Ppk'ya göre tahmini hata = ~1.842 ppm ⇒ 31 kat fark
Çözüm sırası: önce kaymanın nedenini bul (kalibrasyon sürüklenmesi, sıcaklık, yük birikmesi) ve gider — bu tek başına Ppk'yı Pp seviyesine, yani 1,42'ye yaklaştırır. Yayılımı daraltmaya sonra bakılır.
Sık karşılaşılan hatalar
Kontrol limitini spesifikasyon limiti sanmak. Kontrol limiti sürecin kendi verisinden hesaplanır ve onun ne yapabildiğini söyler; spesifikasyon limiti ise müşteriden ya da tasarımdan gelir ve ne yapması gerektiğini söyler. İkisinin aynı grafiğe konması, birbirinden bağımsız iki bilgiyi tek bir çizgi gibi göstererek yanlış karara yol açar.
Kararsız bir süreçte yetenek hesaplamak. Kontrol dışı noktalar varken hesaplanan Cpk değeri anlamsızdır, çünkü ortada tek bir süreç değil birbirine karışmış birden fazla durum vardır. Sıra her zaman aynıdır: önce kararlılık sağlanır, sonra yetenek ölçülür.
Yalnızca Cpk raporlamak. Tek başına Cpk, sorunun yayılımdan mı yoksa merkez kaymasından mı kaynaklandığını göstermez; bunun için Cp ile birlikte okunması gerekir. Müşterinin fiilen ne aldığını görmek içinse Ppk şarttır. Dördü birlikte raporlandığında tablo tamamlanır.
Limitleri elle genişletmek. Kontrol limitleri veriden gelir ve bir tercih değildir. Nokta dışarı çıkıyor diye limitleri açmak, grafiği bir teşhis aracı olmaktan çıkarıp duvar süsüne dönüştürür.
Her noktaya müdahale etmek. Limitlerin içindeki dalgalanma genel nedenden kaynaklanır ve tek tek olaylara müdahale edilmesi gereken bir durum değildir. Bu tür müdahaleler, azaltmayı hedefledikleri değişkenliği artırır.