МОСКОВСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ
ПРИБОРОСТРОЕНИЯ И ИНФОРМАТИКИ
Кафедра ПР 8Инновационные технологии в приборостроении и
(шифр и наименование кафедры)
микроэлектронике
УТВЕРЖДАЮ
Заведующий кафедрой___
_________ (_____________)
«___»_________200__г.
для специальности 200107 __
МЕТОДИЧЕСКИЕ УКАЗАНИЯ
НА ПРАКТИЧЕСКОЕ ЗАНЯТИЕ №___
«Планирование эксперимента в технологических исследованиях».
(шифр и наименование учебной дисциплины)
ТЕМА __ ОПТИМИЗАЦИЯ РЕЖИМА МИКРОСВАРКИ ДАВЛЕНИЕМ
(наименование темы практического занятия)
МГУПИ – 200__г.
ОПТИМИЗАЦИЯ РЕЖИМА МИКРОСВАРКИ ДАВЛЕНИЕМ
(ПОЛНЫЙ ФАКТОРНЫЙ ЭКСПЕРИМЕНТ ТИПА 24)
Были исследованы с целью оптимизации режимы микросварки давлением золотых проводников диаметром 0,025 мм со слоем алюминия, напыленным в вакууме на окисленную пластину кремния. Процесс является одной из стадий производства интегральных схем. Несмотря на интенсивные исследования механизма процесса микросварки, априорный расчет режимов сварки в настоящее время не представляется удовлетворительным, поэтому режимы как правило подбирают экспериментально. Учитывая большое рассеяние прочности соединении и возможность влияния на его прочность случайных отклонений технологии на предыдущих операциях, такой метод подбора режимов следует считать нерациональным.
а. Постановка задачи. В качестве параметра оптимизации у приняли нагрузку для отрыва приваренного проводника в направлении нормали к поверхности кремния. В качестве факторов, использовали все предусмотренные конструкцией сварочной установки способы воздействия на режим сварки:
х1— температура подогрева пластинки кремния (считывается с термопарного милливольтметра);
х2— максимальное усилие сжатия проводника на поверхности кремния во время сварки, гс (считывается со шкалы передвижного грузика);
х3 — мощность подводимых к пуансону ультразвуковых колебаний (считывается как положение тумблера УЗ-генератора);
х4— длительность ультразвуковых колебаний, т. е. «длительность сварки» (считывается по положению тумблера реле времени).
Все факторы регулируются плавно или ступенчато с помощью аппаратуры сварочной установки. Прочие факторы (комплекс условий подготовки кремниевых пластин, условия напыления алюминия и термической обработки напыленного слоя, промежутки времени между напылением и сваркой, сваркой и испытанием прочности, номер сварочной установки, номер оператора установки) поддерживали на фиксированном уровне. С учетом рассеяния данных каждый режим сварки повторяли с=20 раз. Поверхность отклика моделировали полиномом вида:
Условия опытов иллюстрирует табл. 1.
Таблица 1
Уровни и интервалы варьирования факторов
Уровни и интервалы | Факторы | |||
Х1 | X2 | X3 | X4 | |
Основной уровень (Xi=0) | 1,188 | 0,3 | ||
Интервал варьирования Δхi | 0,189 | 0,1 | ||
Верхний уровень, (Хi=+1) | 1,377 | 0,4 | ||
Нижний уровень, (Хi=-1) | 0,999 | 0,2 |
Матрица планирования и результаты опытов и расчетов представлены в табл.2.
Табл.2
№ | X0 | Х1 | Х2 | Х3 | Х4 | yр | ( - yр)2 | ||||
+ | + | + | + | + | V | 1,76 | 0,0392 | 1,86 | 0,0100 | ||
+ | - | + | + | + | V | 2,25 | 0,0275 | 3,13 | 0,7744 | ||
+ | + | - | + | + | V | 1,71 | 0,0394 | 1.43 | 0,0784 | ||
+ | - | - | + | + | V | 2,49 | 0,0374 | 4.63 | 4,5796 | ||
+ | + | + | - | + | 1,88 | V | 0,0374 | 1.67 | 0,0441 | ||
+ | - | + | - | + | 1,77 | V | 0,0301 | 1.53 | 0,0169 | ||
+ | + | - | - | + | 2,57 | V | 0,0569 | 2.07 | 0,0064 | ||
+ | - | - | - | + | 3,07 | V | 0,0615 | 3.71 | 0,4096 | ||
+ | + | + | + | - | V | 1,73 | 0,0458 | 1.77 | 0,0016 | ||
+ | - | + | + | - | V | 1,95 | 0,0407 | 2.04 | 0,0081 | ||
+ | + | - | + | - | V | 2,35 | 0,0269 | 2.64 | 0,0841 | ||
+ | - | - | + | - | V | 2,61 | 0,0378 | 2.37 | 0,0576 | ||
+ | + | + | - | - | 2,20 | V | 0,0328 | 2.26 | 0,0036 | ||
+ | - | + | - | - | 2,27 | V | 0,0305 | 2.23 | 0,0016 | ||
+ | + | - | - | - | 2,68 | V | 0,0379 | 3.17 | 0,2401 | ||
+ | - | - | - | - | 3,33 | V | 0,0454 | 2.62 | 0,0081 | ||
Σ=0,6272 | Σ=6,3242 |
б. Оценка воспроизводимости. После расчета дисперсий s2{у и } составили отношение G max:
Его сравнивали с табличным значением критерия Кохрена – G max с числами степеней свободы v1==20—1==19 и v2=16. Для уровня значимости а=0,05 величина Gmax ==0,140, т. е. больше 0,0981. Гипотеза об однородности дисперсий не отвергается, принимается оценка дисперсии воспроизводимости
s2{у и }= =0,392, т.е среднее значениеидисперсии.
c v=16* (20—1)=304 степенями свободы.
в. Построение модели
Коэффициенты модели рассчитывали по формулам регрессионного анализа.
Таблица 3
b0=2,289 | b1=-0,179 | b2=-0,312 | b3=-0,182 |
значим | значим | значим | Значим |
b4=-0,101 | b12=0,095 | b13=-0,040 | b14=-0,252 |
значим | значим | значим | Значим |
b23=0,110 | b24=0,040 | b34=0,048 | b123=-0,0575 |
значим | значим | значим | Значим |
b124=0,2256 | b134=0,070 | b234=-0,096 | b1234=0,011 |
значим | значим | значим | НЕзначим |
Дисперсия ошибки определения коэффициентов
s2{ bi,} = 0,392/16*20=0,0001225 или s{ bi,}=0,0111 - определяется как средняя с учетом общего повторения опытов, тогда критическое значение коэффициента
bкр = 1,968 * 0,0111 = 0,0218
где 1,968—табличное значение t-критерия с v=16 * 19==304 степенями свободы, уровень значимости α==0,05.
Сравнивая bi с bкр обнаружим, что незначим только коэффициент b1234, т.е количество значащих в модели коэффициентов d = 16-1=15
В результате модель имеет вид:
у == 2,277 - 0,177X1- 0,310Х2 - 0,185Х3 – О,100Х4 + 0,096X1X2
+ 0,130X2 X3 + 0,162 X1 X2 X4 - 0,137X1 X3 X4 + 0,095X2 X3 X4.
г. Проверка адекватности и анализ модели.
Дисперсия неадекватности s2ад = =0,3242*20/(16-15)=6,3242
Отношение дисперсий ν1=N-d=16-15=1, ν2=N*(c-1)=16*19=304
Fp=6,3242/0,392=3,10=161,3 Fт; 304; 0,01=3,84, Fт> Fp
Гипотеза об адекватности отвергается.
Для получения адекватной модели план 24 надо разделить на два плана 23. Анализ факторов позволяет это сделать – ведь мощность поддерживается только на двух уровнях, поэтому будут получены две модели, для каждого уровня мощности. Возможно, они окажутся адекватными.
5. Приложения:
- справочный материал в виде таблиц;
___________________________
(должность, подпись, фамилия
и инициалы разработчика)
«___»__________200__г.