В.Г. Блохин - Современный эксперимент (1062943), страница 34
Текст из файла (страница 34)
е. у)=6(фь) [Ч))3, где Ч)з--й-я физическая характеристика элемента; )11 — 1-я геометрическая характеристика элемента. Например, сопротивление, как функциональный параметр качества резистивного элемента ЭС, может быть представлено в следующем Виде: И вЂ” -р,1/11Ь„где р,— ооьемное удельное сопротивление резистивпого элемента (физическая характеристика); г(,1 н Ь вЂ” соответственно его толщина, длина н ширина (геометрические характеристики).
Поэтому отклонение функционального параметра качества р; конкретного элемента ЭС )тт среднего д! (или поминального) значения этого параметра обусловлено соответствующими отклонениями значений физических н геометрических характеристик элемента от их номинальных значений. В производстве указанные отклонения могут служить оценкой погрешностей операции, представляю)цей собок) в общем вчде аппаратно-пронзав.ц)тненну!о единицу (АП!1) процесса, формирующих элементы ЭС с соответствующими значениями их физических )[м и )еометрических ))1 характеристик, а следовательно, качество каждой АП1-; мпогооперацпопного технологического процесса изготовления ЭС может быль оценено сис)ематическпми з,м Ач н слУчзйпымн о,ю о,) погйе!ииостями значений физических и геометрических характеристик изготавливаемых элементов ЭС.
Анализ конкреп!ых причин возникновения погрешностей н,)озможиостей нх устранения на соответствующих АП1' позволяет технологу выработать необходимые управляющие Воздействия, направленные на уменьшение этих погрешностей, а следовательно, и а повышение коэффициента выхода годных изделий. )для получения коэффипиевта выхода годных ЭС близким плн равным единице необходимо (при отсутствии систематической составляющей погрешности, т. е. когда технологический процесс отлажен) обеспечить трехсигмовое изменение фупкпиопального параметра качеспза элемента В пределах поля допуска.
т. е. е'э-оз. Тогда задача снол)!тся к определенн!о н последующему обеспеч)- нию таких пш.решпостсй АПГ'., формирующих рассматриваемый элемент, чтобы Выполнялось это условие, При этом рассчитать неооходимые погрешности АП!.', формирующие элементы ЭС с требуемыми фупкпиопзлю)ымп параметрами качества, можно с помощью известной зависимости (см. табл, б приложения 1). 1)=)(оа), [7.Ь) ! Г,)е 0)) =-1! В,)~) [ВР1)1.
Олпзко В болыпипстве случаев реализовать )гловие !ООЪ 1'1 Выхода Го;1пых ЭС нрзкги1!Вски пе )дается, тдк кзк азу)зты 1з ! 4г) совершенствование АПЕ, формирующих элементы ЭС, оказывак>т ся непомерно большими. Поэтому на практике ставится задача обеспечения не !00%-го выхода годных изделий, а такого его значения, чтобы оно было не меншпе Р,н„обеспечнва>он>ег» прибыльную работу предприятия, т.
е. Р,-= Р „,. В этом случае с помо>цью зависимости (7.5) определяют па, соответству>ощее установленному Р,„>„, и далее, опираясь на здравый смысл и реа,чьные возможности предприятий, о,а и са>. Уменьшения величин о„а и о„> достига>о> как заменой сущее>- вующнх методов изготовления изделий более перспективными, так и соответствующей настройкоп технологических операций процесса их изготовления. Так, при формировании медных проводников толщиной до 3 мкм замена жидкс>стного травления па плазмохимнческое обеспечивает уменшпение среднего квадратического отклонеяия оь ширины (> проводника, претстанляющсго собой слччайную составляющую погрешности ТП, с 1,1 до 0,8 мкм, а замена плазмохимическо>о травления на ионно-лучевое обеспечивает снижение значения о> до 0,3 мкм.
Б тех случаях, когда функциональный параметр качества у> распределен по закону Гаусса, зависимость (7.5) имеет следующий нид: (7.6) а в ду> Чь ду> а> где а„=~~~ Яа аз + э> >>(з з; Л „н А '3 л> тать с~ а> а>> а >, ' «> ф ~" л~ш>>) (ы~ ~~»> ) и а ! а '> — Ф-функция Лапласа; М(д>) — номинальное значение функционального параметра качества дп Равенство (7.6) позволяет п»д>т>>овнть решение»б очередности эффективной нас>ройки АГП:, технолоп>ческого процесса.
При одинаковой трудоемкости нас>ройки различных АПЕ эффект от ее проведения достигается прн настройке тех АПР, в которых формируются параметоы >ра и д> с наибольшими коэффициентами весомости Л,а н Аа>. ТЗ ИССЛЕДОВАНИЕ П»ОЦЕССОВ В ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ УСЛОВИЯХ С ПОМОЩЬЮ ТОЧНОСТНЫХ ДИАГРАММ Анализ тех>юлоп>ясского процесса только по критериям точное>и чожег ока>а">> ся НР>оста>о'п>ын вниду того, '!То в нем не учитывается фактор времени (расстраивается оборудование, возникают поные нлн псрсраспрелеляк>тся существующие факторы и т. и.).
Поэт.»>у вполяг понятия ус>т>й>чнв»сти и стабильности .>ехнологнческого процесса. >О' !47 Устойчивостью технологического процесса называют его свой. ство сохранять точность параметров качества изделий во времени. Стабильностью технологического процесса называют его свойство сохранять постоянными во времени параметры и закон распределения погре!цностей параметров качества изделий. Стабильность техн<!логического процесса — более общий показатель, так как устойчивый процесс может быть и нестабильным. Процесс нельзя считать стабильным, если малые отклонения параметров закона распределения достигаются за счет периодическон подстройки процесса.
Оценка стабильности технологического процесса осуществляется выборочным методом. При этом используются текущие выборки, извлекаемые по ходу технологического процесса н дающие мгновенные значения распределений производственных погрешностей. Мгновенным распределением 1!(х) называют распределение значений х, случайной величины х за столь малый отрезок времени б1, в течение которого воздействие всех внешних факторов ос!ветен неизменным.
Примером мгновенного распределения может служить распределение отдельных параметров полупроводниковых элементов на кремниевой пластине, формируемых на данцой установке за одни технологический цикл (глубина р.л-перехода при диффузии, толщина эпитаксиального слоя при эпитаксин и т. и.). В отличие от мгновенного существует полное (суммарное) распределение производственных погрешностей. !!олнь!л! раглргдглгнигн называют распределение производственных погрешностей параметра качества изделий, изготопленных за некоторый сравнительно большой промежуток времени Лг, в течение которого воздействие впе!ш!их факторов может изменяться.
11римером полного распределения может служить распределение параметрон элементов интегральных схем, сформированных за несколько технологических циклов в срав!!ителы!о большой календарный период (смену, педелю, месяц и т, д.). В зависимости от задачи исследования полным распределением может быть н распределение параметров элементов, полученных за один цикл на многоместных (карусельиых, барабанных и т, п.) установках. В нестабильном технологическом процессе полное распределение по числовым характеристикам и даже по форме закона распределения отличается от мгновенного из-за воздействия различных факторов, меняющихся во времени и преобразующих распредег! е!! не.
На практике стабильность технологических процессов часто оцениваетгя с помошьк! коцтрог!ы!ых карт 110). Однако такая оценка является приближенной. Точно о стабильности технологических процессов можно судить лишь по товностныж диаграл!мал!. 11а точностиой диаграмме по осн абсцисс откладывают время, а по оси ординат — значения параметра качества. В отличие от контрог!ю!ых карт на точност- !48 Рис. 7тк Точвостнзя диаграмма техноло- гического процесса: а(П вЂ” пккн» »»ма»ен»» среднего »н»ча»»я а»- р»метр» »»чесс»»: Ь(П вЂ” линии »хма»шн>» еред»ега «»»Лр»гнч»ската ах»ха»ен»»„ шгр»- ха»»я х»»н» .- »хмсае»»е «алей р»осе»»»н»»; (Х) — гаусса»г»ае мюш»а»»аа р»спрсдгхе»>» с„ Пагршинасгей п»р»матр» «»част»» х, саагаггст»ующее»»>»лъ»аму»»»че»ша»ргуме»т» г„; >т>Ю / (х) — г»усса»скаа мюю»е»»аа р»саре>мхе.
ю! ( н»е патра»шастай параметра »»чегг»» х, сает»атст»унлщеа конечному »»»че»»ю аргуман. т» („; аа» а, - кггпг>»х груп»»раа»п»» а»треш. настей (среди»е »н»ч»»»я » мгма»е»»ых р»с пределе»я»х )> (х> » ), (х) сааг»хгс>»г»»а) ной диаграмме в поле координат изображаются зависимосп(центров группирования (средних значений), средних квадратических значений и полей рассеяния мгновенных распределений погрев)- ностей параметра качества от какого-либо аргумента 1, например времени. Предполагается, что за рассматриваемый промежуток>зй внд закона мгновенного распределения не меняется. Пример точностной дна)раммы технологического процесса показан на рнс.7.5. В этой диаграмме изменения це(пров группнрования, средних квадратических значений и полей рассеивания мщн>венных распределений и интервале 1о — (й подчиняются линейному закону. По виду точностпой диаграмь(ы и типу закона полного распределения можно судить г> состоянии анализируемого процесса н выявить дестабилпзнру)о>цпе факторы.
Интенсивности изменения центров группироваппя И>ункция а(1)) и средних квадратических значений (функция Ь(1)) мгновенных распределений погрецгиостей позволяют количественно оценить стабильность процесса. Она определяется отно>пен)>ими Л,= =1»/оо н Ль=(ь>>оо, где 1а — половина диапазона изменения функции а(1); 1ь — полонина диапачона изменения функции Ь(1); оо— среднее квадратическое чпачснне параметра качества в начальный момент 1о Прн стбильном технологическом процессе Л,=Ль=О.
Пример 1. >>из»из стабильности прщ(сссз нзпыления резвстивпого слон (кермет К50С, р,=!ООООм1()) показал, что среднее значение коэффициента взрнзппн У„=а,(р» (рззброс удельного поверхностного сопр<жнвлення р, резнстнвного слоя нп подложке) постоянно уяеличнвпетсн. Зз каждый цикл нопылепин прирост этой величины составлял 0,07 аь, причем чтз тенденция имело устойчивый характер.
Зияние указанной количественной оценки стзбильности ТП позволяет в каждом конкретном глупее (по вечпчине устзповлсиного допуска нз пзрзмстры, нзпример, резиссоров нзготннлпвземых ИС) рзссчитзть число циклов, после проведения которых рост случайной состзвлнк>щей пщрещпостп приведет к существенным технологическим потерям изделий по критерию ро и текил( образом устзновять время своевременной нзстройкп соответствутощего технологического оборудовяния.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
