Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

Анализ точности

.pdf
Скачиваний:
40
Добавлен:
23.02.2015
Размер:
2.24 Mб
Скачать

t 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