Анализ точности
.pdft jk |
t jk |
t jk |
t jk |
jk |
t jk |
jk |
t jk |
jk |
jk . |
i |
i |
i 1 |
i* |
i |
i 1 * |
i 1 |
i* |
i |
i 1 |
Величины jk |
, jk |
и jk представляют собой конкретные значения |
1 |
i 1 |
i |
(например, +1 мкм, +2 мкм или -1 мкм), а 1 , i 1 и i – совокупность из j∙k
значений погрешности измерения, что дает основание рассматривать любую из них как независимую случайную величину с числовыми характеристиками
m{ 1}, m{ i 1}, m{ i }, 2{ 1}, 2{ i 1}, 2{ i }.
Если все измерения выполнены одним измерительным средством (или несколькими одного типа) с погрешностью измерения ИЗМ , то можно запи-
сать
m{ 1} m{ i 1} m{ i } m{ ИЗМ }, 2{ 1} 2{ i 1} 2{ i } 2{ ИЗМ }.
Переходя от конкретных значений к случайным величинам, запишем:
а) для АФО
m{ t1*} m{ t1} m{ 1} m{ t1} m{ ИЗМ },
2{ t1*} 2{ t1} 2{ 1} 2{ t1} 2{ ИЗМ };
б) для АПО
m{ ti*} m{ ti } m{ i } m{ i 1} m{ ti } m{ ИЗМ } m{ ИЗМ } m{ ti },
2{ ti*} 2{ ti } 2{ i } 2{ i 1} 2{ ti } 2{ ИЗМ } 2{ ИЗМ } 2{ ti } 2 2{ ИЗМ }.
Выражение (5.3) запишем в виде
mР{ t } m{ tФШ*} m{ tФХ*} m{ tТР*} m{ t Г*} m{ tОП*} m{ ИЗМ };
2 Р{ t } 2{ tФШ*} 2{ tФХ*} 2{ tТР*} 2{ t Г*} 2{ tОП*} 9 2{ ИЗМ }.
Соответственно для mЭ { t } и Э2 { t } можно записать
mЭ { t } m{ tФШ *} m{ tФХ *} m{ tТР*} m{ t Г *} m{ tОП*} m{ ИЗМ };
2Э{ t } 2{ tФШ*} 2{ tФХ*} 2{ tТР*} 2{ t Г*} 2{ tОП*} 2{ ИЗМ }.
5.3. Математические модели размерной нестабильности
пленочных фотошаблонов и слоев МПП
Известно, что при изготовлении рабочих фотошаблонов, травлении
тонких слоев, прессовании в результате деформации основы (усадки или уд-
61
линения) печатные элементы получают дополнительные смещения относи-
тельно своих номинальных положений. Эти смещения, как отмечено выше,
представляют собой случайные величины.
0
Рис. 5.8. Эскиз рабочего фотошаблона (слоя МПП):
XOY – прямоугольная система координат, h – шаг координатной сетки,
xi и yi – координаты центра одной из контактных площадок (в шагах координатной сетки), AxB – габаритные размеры рисунка (в шагах координатной сетки), hx , hy –
деформация единичного участка в направлении осей X и У соответственно
Получим аналитические выражения, позволяющие рассчитать число-
вые характеристики распределения погрешностей расположения печатных элементов в направлении осей X и Y (обозначим их как DX и DY ).
Решим задачу для наиболее общего случая, а именно когда рисунок схемы состоит из расположенных в M строк и N столбцов изолированных контактных площадок, номинальные положения центров которых соответст-
вуют узлам координатной сетки (рис. 5.8). Выделим единичный участок пле-
ночного фотошаблона (или слоя МПП), габаритные размеры которого равны шагу координатной сетки. Деформацию такого участка, возникающую в ре-
зультате химико-фотографической обработки (для пленочных фотошабло-
62
нов), травления (для отдельных слоев МПП), прессования (для спрессованых слоев), в направлении осей X и Y обозначим соответственно как hX и hY .
Ранее было отмечено, что отдельные участки равных размеров в пре-
делах даже одного экземпляра пленочного фотошаблона (или слоя) деформи-
руются не в одинаковой степени. Это обстоятельство позволяет рассматри-
вать деформации hX ,Y как случайные величины, распределенные, напри-
мер, по закону Гаусса с математическими ожиданиями m0 X ,Y и дисперсиями
02X ,Y .
Деформация каждого из единичных участков, принадлежащих одной подложке конкретного фотошаблона или слоя, происходит под влиянием ря-
да общих факторов. Это позволяет предположить, что между величинами деформации таких участков существует нормальная линейная корреляцион-
ная зависимость. Введем обозначения:
rX ,Y – коэффициенты корреляции между величинами деформации со-
седних единичных участков в направлении осей X и Y соответственно;
R{ DX ,Y }– коэффициент корреляции между величинами DX и DY .
Величины rX ,Y и R{ DX ,Y }будем считать постоянными для конкретного материала подложки.
Очевидно, что для коэффициентов корреляции r0 X ,Y справедливо соот-
ношение
0 rX ,Y 1,
в то время как значения R{ DX ,Y } могут, по-видимому, в общем случае быть и отрицательными:
1 R{ DX ,Y } 1.
Установим связь между числовыми характеристиками распределения величин hX и DX , с одной стороны, и hY и DY – с другой.
Ниже рассмотрим деформацию подложек только в направлении оси X.
Все сказанное в равной мере может быть отнесено и к описанию деформации в направлении оси Y.
63
Выделим один из вертикальных рядов контактных площадок. В резуль-
тате деформации образца центры этих площадок сместятся относительно уз-
лов координатной сетки (рис. 5.9).
Рис. 5.9. Смещения центров контактных площадок
Смещения центров контактных площадок в направлении оси X обозначим как X . Очевидно, что X является слу-
чайной величиной. Так как величина X
может быть представлена как суммарная деформация X единичных участков, то ее распределение можно считать близким к нормальному.
Выражения для определения число-
вых характеристик распределения величи-
ны X запишем как
|
|
|
|
m X |
m0 X X , |
|
|
(5.4) |
|
|
|
2 |
2 |
X 2r |
C2 |
, |
(5.5) |
||
|
|
|
X |
0 X |
|
X |
X |
|
|
где С 2 |
– число сочетаний из X по 2, рас- |
||||||||
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
считываемое из выражения |
|
|
|||||||
C 2 |
|
|
X X 1 |
. |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|||||
X |
|
|
2! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Из соотношений (5.4) и (5.5) следует, что по мере удаления печатных элементов относительно выбранного начала координат (например, левого нижнего угла рисунка) математическое ожидание величины их смещения из-
меняется линейно, а дисперсия – параболически.
Графически эта зависимость показана на рис. 5.10. В правой части ри-
сунка приведена суммарная кривая плотности вероятности распределения величины DX , аналитическая запись которой имеет вид
|
1 A |
|
|
1 |
|
|
|
DX |
m0 X X 2 |
|
|||
{ DX } |
|
|
|
|
|
|
|
exp |
|
|
|
|
dx. |
|
|
|
|
|
|
2 2 |
|
1 r |
X 1 |
||||
A |
|
0 X |
2 X 1 r |
X 1 |
X |
||||||||
|
0 |
|
X |
|
|
|
0 X |
|
X |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
64 |
|
|
|
|
|
|
|
Получим выражения для определения числовых характеристик распре-
деления погрешности DX .
Величины x1, x2, …, xi , …, xN представим как наблюдаемые значения случайной величины X . Так как контактные площадки на рис. 5.8 располо-
жены равномерно вдоль каждой из осей координат, распределение величины
X в пределах от 0 до А можно считать по закону равной вероятности с плот-
ностью вероятности |
|
|
|
{A} |
1 |
. |
(5.6) |
|
|||
|
A |
|
Рис. 5.10. Теоретическая точностная диаграмма размерной нестабильности пленочных фотошаблонов (или слоев МПП) в направлении оси X
В этом случае характеристики m |
и |
2 |
в формулах (5.4) и (5.5) будут |
X |
|
X |
|
представлять собой функции случайной величины X , в связи с чем для них
могут быть рассчитаны соответствующие числовые характеристики. Полу-
чим выражения для определения этих числовых характеристик, которые по-
надобятся нам в дальнейшем. Используя известные формулы теории вероят-
ностей, запишем
|
|
A |
|
A |
|
|
|
|
m{m X } m{m0 X |
} m0 X {x}x dx m0 X |
, |
|
(5.7) |
||||
2 |
|
|||||||
|
|
0 |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2{m |
} 2{m |
X } m2 |
2{X } m2 |
|
A2 |
, |
(5.8) |
|
|
|
|
||||||
X |
0 X |
oX |
0 X 12 |
|
|
|||
|
|
65 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
m{ X } { X } X d X , |
|
|
|
(5.9) |
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
A |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
2{ X } { X } 2X |
|
d X |
m2{ X }, |
|
|
|
(5.10) |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где { X }– плотность вероятности распределения X ; |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
A – среднее квадратическое отклонение величины |
X при x = A. |
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
Выражение для { X } найдем по формуле (2.3). |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
|
|
Из уравнения (5.4) находим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
rX 1 0 X rX |
|
2 |
2 |
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
x1,2 |
|
1 |
0 X 4rX X |
|
|
|
(5.11) |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2rX |
0 X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX |
0. |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
Дифференцируя выражение (5.10), находим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
dx |
|
|
|
|
|
|
2 X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.12) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
d X |
|
|
|
|
r 1 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
0 X |
|
|
2 |
4r 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
0 X |
X X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX |
0. |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
Подставляя выражения (5.5) и (5.11) в формулу (2.3), получим |
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
{ X } |
|
|
|
|
|
2 X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.13) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
A 0 X |
2 |
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
r 1 |
0 X |
4rX X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX |
0. |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
Введем обозначение |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5.14) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
Вычисляя интеграл (5.9) по формуле [7, формула (202.1)] с учетом |
|||||||||||||||||||||||||||||||
(5.13) и (5.14), находим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
} 0 X |
|
|
|
|
|
|
|
0 X rX |
1 2 |
ln |
2 |
rX |
rX 1 2 |
4rX 2 |
|
|
|||||||||||||||
m{ |
X |
r 1 2 4r 2 |
|
(5.15) |
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
8Ar3 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
r 1 |
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
4 Ar |
X |
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX |
0 |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
или |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
66
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r |
|
||||||
|
|
|
|
r |
1 2 4r 2 |
при r 0, |
||||||||
m{ |
|
} |
|
0 X |
|
Arsh |
|
|
x |
|
|
|||
X |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
4ArX |
X |
X |
|
|
1 |
|
X |
|||||
|
|
|
|
|
rX |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где Arsh ... – обратный гиперболический синус.
Вычисляя интеграл в выражении (5.10) по формуле [7, формула (203.1)]
с учетом равенств (5.13) и (5.14), находим
|
|
} |
02X { rX |
1 3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 { |
|
rX |
1 2 4rX 2 rX2 2rX 2 |
1 |
1 } |
m2 { |
|
} |
(5.16) |
||||
X |
|
|
|
12 ArX |
|
|
X |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX 0. |
|
|
|
|
|
|
|
Дисперсия |
и математическое ожидание |
суммарного |
распределения, |
получаемого из закона Гаусса при числовых характеристиках, представляю-
щих собой функции какого-либо доминирующего фактора, рассчитываются по формуле (3.1)
|
|
|
|
2{ |
DX |
} m2 |
{ |
X |
} 2{m |
} |
2{ |
X |
}, |
m{ |
DX |
} m{m |
}. |
|
(5.17) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|||||
|
|
Подставляя в уравнение (5.17) значения слагаемых из формул (5.8), |
|||||||||||||||||||||
(5.15), (5.16) и учитывая соотношения (5.5),(5.14), окончательно получим |
|||||||||||||||||||||||
|
2 { |
|
} |
m02X A |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
DX |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
12 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
02X { rX 1 3 rX2 |
2rX A 1 rX A 1 1 1 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
rX 1 2 |
4rX A 1 rX A 1 |
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12 Ar2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rX 0. |
|
|
|
(5.18) |
|||||
|
|
Математическое ожидание величины DX |
равно |
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m{ DX } m0 X |
A |
. |
|
|
|
|
|
(5.19) |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
В частном случае при rX 1 выражения (5.5), (5.13), (5.15), (5.16) и (5.18)
принимают более простой вид
2 |
2 |
|
X 2 |
; |
{ |
|
|
} |
1 |
|
|
; |
m{ |
|
|
} 0 X A ; |
|
||||
|
X |
|
|
|
X |
|
|||||||||||||||
X |
0 X |
|
|
|
|
|
|
0 X |
A |
|
|
|
2 |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
2{ |
|
|
} |
2 |
A |
|
2{ |
|
} |
m2 |
A |
|
2 |
A2 |
|
|||||
|
|
|
0 X |
|
|
; |
|
0 X |
|
|
0 X |
. |
(5.20) |
||||||||
|
X |
|
|
|
DX |
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
12 |
|
|
|
|
|
|
|
12 |
|
|
|
3 |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Выражения для определения числовых характеристик распределения погрешности DY будут иметь вид, аналогичный (5.18) и (5.19):
67
|
2 { |
|
} |
m02Y B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
DY |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
12 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
02Y { rY 1 3 |
rY2 2rY B 1 rY B 1 1 1 |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
rY 1 2 |
4rY B 1 rY B 1 |
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12Br2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Y |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
при rY |
0. |
(5.21) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m{ DY } m0Y |
B |
. |
|
|
|
|
(5.22) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
Следует заметить, что применение формул (5.18) и (5.21) возможно |
||||||||||||||||||||
только при таких сочетаниях параметров 2 |
|
, |
r |
|
, A и B, при которых вели- |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 X ,Y |
|
|
X ,Y |
|
|
|
||
чины { |
X ,Y |
} , |
m{ |
X ,Y |
} и |
2{ |
X ,Y |
} , определяемые соответственно из выраже- |
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ний (5.13), (5.15) и (5.16), не будут отрицательными.
При выводе формул (5.18), (5.19), (5.21) и (5.20) ничего не говорилось о
величине шага координатной сетки. В общем случае она может быть равна
1,25 и 2,5 мм, а также любой другой величине. Рассмотрим, как будут изме-
няться значения параметров m0 X ,Y , 02X ,Y и rX ,Y при изменении величины шага
координатной сетки.
Допустим, что мы имеем комплект пленочных фотошаблонов (или сло-
ев МПП) с двумя координатными сетками: одна - с шагом h , другая – с ша-
гом h , причем
|
|
|
|
h |
|
n, |
|
|
|
|
|
h |
|||
|
|
|
|
|
|||
где n – целое число. |
|
|
|
|
|
|
|
Пусть размерная нестабильность фотошаблонов (или слоев) характери- |
|||||||
зуется следующими параметрами: |
|
|
|
|
|
||
а) |
для шага h – m |
, |
2 , r |
; |
|
||
|
0 X ,Y |
0 X ,Y |
X ,Y |
|
|
|
|
б) |
для шага h – m |
, |
2 , r |
. |
|
||
|
0 X ,Y |
0 X ,Y |
X ,Y |
|
|
|
Используя эти обозначения, запишем на основании формул (5.4) и (5.5)
выражения для числовых характеристик деформации некоторого участка длиной L:
68
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
mL m0 X ,Y |
h |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
L |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
m |
|
|
, |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
h |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
L |
|
|
|
|
0 X ,Y |
|
|
|
|
|
|
||
2 |
|
|
2 |
|
L |
2r |
|
C |
2 |
, |
|
(5.23) |
||||
|
|
|
L |
|
|
|||||||||||
L |
|
0 X ,Y |
|
|
|
|
X ,Y |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
h |
|
|
|
|
|
h |
|
|
||
2 |
|
|
|
2 |
|
L |
|
|
|
|
2 |
|
|
|||
L |
|
|
|
|
CL |
, |
|
|||||||||
0 X ,Y |
2rX ,Y |
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
h |
|
|
|
|
|
h |
|
|
где mL и L2 – соответственно математическое ожидание и дисперсия участка длиной L;
СL2 |
– число сочетаний из L |
h |
по 2; |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
h |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
СL2 |
– число сочетаний из L |
h |
по 2. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
h |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Из выражений (5.23) получаем следующие соотношения для пересчета |
|||||||||||||||||
параметров m |
, 2 |
и r |
в случае изменения шага координатной сетки: |
||||||||||||||
|
0 X ,Y |
0 X ,Y |
X ,Y |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m0 X ,Y |
nm0 X ,Y |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
2 |
n |
|
2 |
, |
||||
|
|
|
|
0 X ,Y |
0 X ,Y |
2rX ,Y Cn |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X ,Y |
|
|
|
, |
|
|
|||
|
|
|
|
|
rX ,Y |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
1 r |
|
n 1 |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X ,Y |
|
|
|
|
|
|
|
где Cn2 – число сочетаний из n по 2, определяемое как
C 2 n n 1 . n 2!
На рис. 5.11…5.13 приведены графические изображения математиче-
ских моделей размерной нестабильности некоторых типов фотопленок и фольгированных диэлектриков с параметрами, определенными эксперимен-
тально.
69
Рис. 5.11. Графические изображения и параметры математических моделей по-
|
ФШ(У ) |
для фотопленки FO - 175 (Япония): |
|
|||||
|
грешностей DXY |
|
||||||
|
N = 360; размер единичного участка 10x10 мм; m |
|
-1,5∙10 -3 |
мм; |
||||
|
|
|
|
|
0 X |
|
|
|
2 |
2,4∙10-7 мм2; r 0,75; |
m |
1,2∙10 -3 мм; 2 |
|
3,3∙10-7 мм2; r 0,17 |
|||
0 X |
X |
|
0Y |
0Y |
|
|
|
Y |
|
|
|
|
70 |
|
|
|
|