20/20一,單選題：

1.黑帶是六西格瑪管理中最為重要的角色之一。在下面的陳述中，哪些不是六西格瑪黑帶應擔當的任務：

A.在提倡者（Champion）和資深黑帶（MBB）的指導下，帶領團隊完成六西格瑪項目

B.運用六西格瑪管理工具方法，發(fā)覺問題產生的根本緣由，確認改進機會；

C.與提倡者資深黑帶以及項目相關方溝通，尋求各方的支持和理解；

D.負責整個組織六西格瑪管理的部署，為團隊確定六西格瑪管理推動目標，安排資源并監(jiān)控進展。2.確定項目選擇及項目優(yōu)先級是下列哪個角色的責任

A．黑帶

B．黑帶大師

C．綠帶

D．提倡者

3.在分析X

R限制圖時應

A.先分析X圖然后再分析R圖

B.先分析R圖然后再分析X圖

C.X圖和R圖無關，應單獨分析

D.以上答案都不對

4.在六西格瑪管理的組織結構中，下面的陳述哪個是正確的：

A.黑帶應當自主確定項目選擇

B．綠帶的數量和素養(yǎng)是推行六西格瑪獲得勝利的關鍵因素

C．提倡者對六西格瑪活動整體負責，確定前進方向

D．以上都不是

5.質量管理大師戴明先生在其聞名的質量管理十四條中指出“停止依靠檢驗達成質量的做法”，這句話的含義是：

A.企業(yè)雇傭了太多的檢驗人員，對經營來說是不經濟的。

B.質量是設計和生產出來的，不是檢驗出來的。

C.在大多數狀況下，應當由操作人員自己來保證質量，而不是靠檢驗員保證。

D.人工檢驗的效率和精確率較低，依靠檢驗是不能保證質量的。

6.在下列陳述中，不正確的是：

A.六西格瑪管理僅是適合于制造過程質量改進的工具；

B.六西格瑪管理是保持企業(yè)經營業(yè)績持續(xù)改善的系統(tǒng)方法；

C.六西格瑪管理是增加企業(yè)領導力和綜合素養(yǎng)的管理模式；

D.六西格瑪管理是不斷提高顧客滿足程度的科學方法7.下列說法錯誤的是:

A.界定階段包括界定項目范圍,組成團隊。

B.測量階段主要是測量過程的績效，即Y，在測量前要驗證測量系統(tǒng)的有效性，找到并確認影響Y的關鍵緣由。

C.分析階段主要是針對Y進行緣由分析，找到并驗證關鍵緣由。

D.改進階段主要是針對關鍵緣由X找尋改進措施，并驗證改進措施。

8.在以下常用的QC新七種工具方法中，用于確定項目工期和關鍵路線的工具是：

A.親和圖B.矩陣圖C.PDPC法D.網絡圖

9.“平衡記分卡”是由下述哪幾個維度構成的：

A.財務,顧客,內部業(yè)務流程,員工學習與成長

B.評價系統(tǒng),戰(zhàn)略管理系統(tǒng),內部溝通系統(tǒng)

C.業(yè)績考評系統(tǒng),財務管理系統(tǒng),內部流程

D.財務系統(tǒng),績效考核系統(tǒng),顧客關系管理系統(tǒng)

10.在質量功能綻開(QFD,QualityFunctionDeployment)中，首要的工作是：

A.客戶競爭評估B.技術競爭評估C.確定客戶需求D.評估設計特色

11.在某檢驗點，對1000個某零件進行檢驗，每個零件上有10個缺陷機會，結果共發(fā)覺16個零件不合格，合計32個缺陷，則DPMO為

A.0.0032B.3200C.32000D.160012.下面列舉的工具中，哪個一般不是在項目選擇時常用的工具：

A.排列圖（Pareto）B.試驗設計C.QFDD.因果矩陣

13．六西格瑪項目團隊在明確項目范圍時，應采納以下什么工具？

A.因果圖B.SIPOC圖C.PDPC法D.頭腦風暴法14.哪種工具可以用于解決下述問題：一項任務可以分解為很多作業(yè)，這些作業(yè)相互依靠和相互制約，團隊盼望把各項作業(yè)之間的這種依靠和制約關系清晰地表示出來，并通過適當的分析找出影響進度的關鍵路徑，從而能進行統(tǒng)籌協(xié)調。

A.PDPC(過程決策程序圖)B.箭條圖(網絡圖)C.甘特圖D.關聯圖15.下述團隊行為標示著團隊進入了哪個發(fā)展階段？團隊的任務已為其成員所了解，但他們對實現目標的最佳方法存在著分歧，團隊成員仍首先作為個體來思索，并往往依據自己的經驗做出確定。這些分歧可能引起團隊內的爭辯甚至沖突。A.形成期B.震蕩期C.規(guī)范期D.執(zhí)行期16.在界定階段結束時，下述哪些內容應當得以確定？

1,項目目標2,項目預期的財務收益3,項目所涉及的主要過程4,項目團隊成員A.1；B.1和4；C.2和3；D.1,2,3和4。17.在項目特許任務書(TeamCharter)中，須要陳述“經營狀況”（BusinessCase,也被稱為項目背景）。該項內容是為了說明：A.為什么要做該項目；B.項目的目標；C.項目要解決的問題；D.問題產生的緣由。18.一個過程由三個工作步驟構成（如圖所示），每個步驟相互獨立，每個步驟的一次合格率FTY分別是：FTY1=99%；FTY2=97%；FTY3=96%。則整個過程的流通合格率為

A.92.2%

B.99%

C.96%

D.97.3%

19.在談到激勵技巧時，經常會基于馬斯洛（Maslow）的“人的五個基本需求”理論。馬斯洛認為：人們的最初激勵來自于最低層次的需求，當這個需求被滿足后，激勵便來自于下一個需求。則，依據馬斯洛理論，人們需求層次從低到高的依次就是：A.平安須要→生存須要→敬重→歸屬感→成就或自我實現步驟1步驟2步驟3

B.生存須要→平安須要→敬重→歸屬感→成就或自我實現C.生存須要→平安須要→歸屬感→敬重→成就或自我實現D.生存須要→平安須要→歸屬感→成就或自我實現→敬重20.劣質成本的構成是：A.內部損失和外部損失成本B.不增值的預防成本＋鑒定成本＋內部損失和外部損失成本C.不增值的預防成本＋內部損失和外部損失成本D.鑒定成本＋內部損失和外部損失成本21.某生產線上依次有3道工序，其作業(yè)時間分別是8分鐘,10分鐘,6分鐘，則生產線的節(jié)拍是：A.8分鐘B.10分鐘C.6分鐘D.以上都不對22.下述網絡圖中，關鍵路徑是？（時間單位：天）A.①－③－⑥－⑧－⑩B.①－③－⑥－⑨－⑩C.①－④－⑥－⑧－⑩D.①－④－⑥－⑨－⑩23.對于離散型數據的測量系統(tǒng)分析，通常應供應至少30件產品，由3個測量員對每件產品重復測量2次，記錄其合格與不合格數目。對于30件產品的正確選擇方法應當是：A.依據實際生產的不良率，選擇成比例的合格及不合格樣品B.至少10件合格，至少10件不合格，這與實際生產狀態(tài)無關C.可以隨意設定比率,因為此比率與測量系統(tǒng)是否合格是無關的D.以上都不對24．美國工程師的項目報告中提到，在生產過程中，當華氏度介于(70,90)之間時,產量獲得率（以百分比計算）與溫度（以華氏度為單位）親密相關（相關系數為0.9），而且得到了回來方程如下:Y=0.9X+32黑帶張先生盼望把此公式中的溫度由華氏度改為攝氏度。他知道攝氏度（C）與華氏度（F）間的換算關系是：C=5/9（F–32）請問換算后的相關系數和回來系數各是多少？A.相關系數為0.9，回來系數為1.62B.相關系數為0.9，回來系數為0.9

C.相關系數為0.9，回來系數為0.5D.相關系數為0.5，回來系數為0.5

25.對于流水線上生產的一大批二極管的輸出電壓進行了測定。經計算得知，它們的中位數為2.3V。5月8日上午，從該批隨機抽取了400個二極管，對于它們的輸出電壓進行了測定。記X為輸出電壓比2.3V大的電子管數，結果發(fā)覺，X=258支。為了檢測此時的生產是否正常。先要確定X的分布?？梢詳嘌裕?/p>

A.X近似為均值是200，標準差是20的正態(tài)分布。

B.X近似為均值是200，標準差是10的正態(tài)分布。C.X是（180，220）上的勻稱分布。D.X是（190，210）上的勻稱分布。26.簡單看到，在一個城市中不同收入者的住房面積相差懸殊，分布一般會呈現出嚴峻的右偏傾向。為了調查S市的住房狀況，隨機抽取了1000個住戶，測量了他們的住房面積。在這種狀況下，代表一般住房狀況的最有代表性的指標應當是：A．樣本平均值（Mean）B．去掉一個最高值，去掉一個最低值，然后求平均C．樣本眾數（Mode），即樣本分布中概率最高者。D樣本中位數（Median）27.在起重設備廠中,對于供應商供應的墊片厚度很敏感。墊片厚度的公差限要求為12毫米±1毫米。供應商對他們本月生產狀況的報告中只供應應出Cp=1.33,Cpk=1.00這兩個數據。這時可以對于墊片生產過程得出結論說:

A.平均值偏離目標12毫米大約0.25毫米B.平均值偏離目標12毫米大約0.5毫米C.平均值偏離目標12毫米大約0.75毫米D.以上結果都不對

28.下表是一個分組樣本分組區(qū)間（35，45]（45，55]（55，65]（65，75]頻數3872則其樣本均值X近似為

A.50

B.54

C.62

D.64

29.在某快餐店中午營業(yè)期間內，每分鐘顧客到來人數為平均值是8的泊松（Poisson）分布。若考慮每半分鐘到來的顧客分布，則此分布近似為：A．平均值是8的泊松（Poisson）分布B．平均值是4的泊松（Poisson）分布C．平均值是2的泊松（Poisson）分布D．分布類型將改變。30.一批產品分一,二,三級，其中一級品是二級品的二倍，三級品是二級品的一半，若從該批產品中隨機抽取一個，此產品為二級品的概率是

A.1/3B.1/6C.1/731.為調查呼吸堵塞癥在中國發(fā)病率，發(fā)了5000份問卷。由于呼吸堵塞癥與嗜睡癥有親密關系，問卷都是關于是否有嗜睡傾向的。后來，問卷只回收了約1000份，對回答了問卷的人進行了檢測，發(fā)覺呼吸堵塞癥患病率為12%。對此比率數值是否精確的推斷應為：A.可以認為此數是發(fā)病率的正確估計B.由于未回收問卷較多，此值估計偏高C.由于未回收問卷較多，此值估計偏低

D.1000份太少，上述發(fā)病率的估計無意義

32.對于一組共28個數據進行正態(tài)性檢驗。運用MINITAB軟件，先后依次運用了“Anderson-Darling”，“Ryan-Joiner（SimilartoShapiro-Wilk）”及“Kolmogorov–Smirnov”3種方法，但卻得到了3種不同結論:“Anderson-Darling”檢驗p-value0.005因而判數據“非正態(tài)”，“Ryan-Joiner（SimilartoShapiro-Wilk）”檢驗p-value0.10以及“Kolmogorov–Smirnov”檢驗p-value0.15都判數據“正態(tài)”。這時候正確的推斷是：A．按少數聽從多數原則，判數據“正態(tài)”。B．任何時候都信任“最權威方法”。在正態(tài)分布檢驗中，信任MINITAB軟件選擇的缺省方法“Anderson-Darling”是最優(yōu)方法，判數據“非正態(tài)”。C．檢驗中的原則總是“拒絕是有勸服力的”，因而只要有一個結論為“拒絕”則信任此結果。因此應判數據“非正態(tài)”。D．此例數據太特殊，要另選些方法再來推斷，才能下結論。33.已知化纖布每匹長100米，每匹布內的瑕疵點數聽從均值為10的Poisson分布?？p制一套工作服須要4米化纖布。問每套工作服上的瑕疵點數應當是：A.均值為10的Poisson分布B.均值為2.5的Poisson分布C.均值為0.4的Poisson分布D.分布類型已改變34.從平均壽命為1000小時壽命為指數分布的二極管中，抽取100件二極管，并求出其平均壽命。則A.平均壽命仍為均值是1000小時的指數分布B.平均壽命近似為均值是1000小時，標準差為1000小時的正態(tài)分布

C.平均壽命近似為均值是1000小時，標準差為100小時的正態(tài)分布D.以上答案都不對。

35.某供應商送來一批零件，批量很大，假定該批零件的不良率為1%，今從中隨機抽取32件，若發(fā)覺2個或2個以上的不良品就退貨，問接受這批貨的概率是多少？

A.72.4%B.23.5%

C.95.9%D.以上答案都不對

36.某企業(yè)用臺秤對某材料進行稱重，該材料重量要求的公差限為500±15克?，F將一個500克的砝碼，放在此臺秤上去稱重，測量20次，結果發(fā)覺均值為510克，標準差為1克。這說明：A.臺秤有較大偏倚（Bias），須要校準B.臺秤有較大的重復性誤差，已不能再運用，須要換用精度更高的天平。C.臺秤存在較大的再現性誤差，須要重復測量來減小再現性誤差。D.測量系統(tǒng)沒有問題，臺秤可以運用。

37.在數字式測量系統(tǒng)分析中，測量人員間基本上無差異，但每次都要對初始狀態(tài)進行設定，這時，再現性誤差是指：A.被測對象不變，測量人員不變，各次獨立重復測量結果之間的差異；

B.被測對象不變，在不同初始狀態(tài)的設定下，各次測量結果之間的差異；

C.同一測量人員，對各個被測對象各測一次，測量結果之間的差異；D.以上都不是。38.車床加工軸棒，其長度的公差限為180±3毫米。在測量系統(tǒng)分析中發(fā)覺重復性標準差為0.12毫米，再現性標準差為0.16毫米。從%P/T的角度來分析，可以得到結論：A.本測量系統(tǒng)從%P/T角度來說是完全合格的B.本測量系統(tǒng)從%P/T角度來說是牽強合格的C.本測量系統(tǒng)從%P/T角度來說是不合格的D.上述數據不能得到%P/T值，從而無法推斷

39.在鉗工車間自動鉆空的過程中，取30個鉆空結果分析，其中心位置與規(guī)定中心點在水平方向的偏差值的平均值為1微米，標準差為8微米。測量系統(tǒng)進行分析后發(fā)覺重復性（Repeatability）標準差為3微米，再現性（Reproducibility）標準差為4微米。從精確度/過程波動的角度來分析，可以得到結論:

A.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比(RR%)來說是完全合格的B.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比(RR%)來說是牽強合格的C.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比(RR%)來說是不合格的D.上述數據不能得到精確度/過程波動比(RR%),從而無法推斷

40.對于正態(tài)分布的過程,有關pC,pkC和缺陷率的說法，正確的是：A.依據pC不能估計缺陷率,依據pkC才能估計缺陷率B.依據pC和pkC才能估計缺陷率C.缺陷率與pC和pkC無關D.以上說法都不對

41.對于一個穩(wěn)定的分布為正態(tài)的生產過程，計算出它的工序實力指數pC=1.65，pkC=0.92。這時，應當對生產過程作出下列推斷：A．生產過程的均值偏離目標太遠，且過程的標準差太大。B．生產過程的均值偏離目標太遠，過程的標準差尚可。C．生產過程的均值偏離目標尚可，但過程的標準差太大。D．對于生產過程的均值偏離目標狀況及過程的標準差都不能作出推斷。

42.假定軸棒生產線上，要對軸棒長度進行檢測。假定軸棒長度的分布是對稱的（不確定是正態(tài)分布），分布中心與軸棒長度目標重合。對于100根軸棒，將超過目標長度者記為“”號，將小于目標長度者記為“-”號。記N為出現正號個數總和，則N的分布近似為：A．（40，60）間的勻稱分布。B．（45，55）間的勻稱分布。C．均值為50，標準差為10的正態(tài)分布。D．均值為50，標準差為5的正態(tài)分布。

43.某生產線有三道彼此獨立的工序，三道工序的合格率分別為：95%，90%，98%。

如下圖所示：每道工序后有一檢測點，可檢出前道工序的缺陷，缺陷不可返修,問此時整條線的初檢合格率是多少？

A.90%B.98%C.83.79%D.83%

44.一批數據的描述性統(tǒng)計量計算結果顯示，均值和中位數都是100。這時，在一般狀況下可以得到的結論是：A.此分布為對稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為勻稱分布D.以上各結論都不能確定

45.從參數λ=0.4的指數分布中隨機抽取容量為25的一個樣本，則該樣本均值Σ=準差近似為：A.0.4B.0.5C.1.4D.1.5

46.某藥廠最近研制出一種新的降壓藥，為了驗證新的降壓藥是否有效，試驗可按如下方式進行：選擇若干名高血壓病人進行試驗，并記錄服藥前后的血壓值，然后通過統(tǒng)計分析來驗證該藥是否有效。對于該問題,應采納:

A．雙樣本均值相等性檢驗B．配對均值檢驗C．F檢驗D．方差分析

47.為了推斷A車間生產的墊片的變異性是否比B車間生產的墊片的變異性更小，各抽取25個墊片后，測量并記錄了其厚度的數值，發(fā)覺兩組數據都是正態(tài)分布。下面應當進行的是：A．兩樣本F檢驗B．兩樣本T檢驗C．兩樣本配對差值的T檢驗D．兩樣本Mann-Whitney秩和檢驗

48.為了降低汽油消耗量，M探討所研制勝利一種汽油添加劑。該所總工程師宣稱此添加劑將使行駛里程提高2%。X運輸公司想驗證此添加劑是否有效，調集本公司各種型號汽車30輛，發(fā)給每輛汽車一般汽油及加注添加劑汽油各10升，記錄了每輛車用兩種汽油的行駛里程數，共計60個數據。檢驗添加劑是否有效的檢驗方法應當是：A.雙樣本均值相等性T檢驗。B.配對樣本檢驗

C.F檢驗D.兩樣本非參數Mann-Whitney檢驗

49.原來本車間生產的鋼筋抗拉強度不夠高，經六西格瑪項目改進后，鋼筋抗拉強度似有提高。為了檢驗鋼筋抗拉強度改進后是否確有提高，改進前抽取8根鋼筋，改進后抽取10根鋼筋，記錄了他們的抗拉強度。盼望檢驗兩種鋼筋的抗拉強度平均值是否有顯著差異。經檢驗，這兩組數據都符合正態(tài)分布。在檢查兩樣本的方差是否相等及均值是否相等時，用計算機計算得到下列結果。

TestforEqualVariancesforstrength

TestStatistic1.96

P-Value0.188

Levene'sTest

TestStatistic1.96

P-Value

Two-sampleTforstrength_Aftervsstrength_Before

NMeanStDevSEMean

strength_After10531.459.843.1

strength_Before8522.445.882.1

Difference=mu(strength_After)-mu(strength_Before)

Estimatefordifference:9.01250

95%lowerboundfordifference:2.10405

T-Testofdifference=0(vs):T-Value=2.28P-Value=0.018DF=16

A.改進后平均抗拉強度有提高，但抗拉強度的波動也增加了。B.改進后平均抗拉強度有提高，但抗拉強度的波動未變。C.改進后平均抗拉強度無提高，但抗拉強度的波動增加了。D.改進后平均抗拉強度無提高，抗拉強度的波動也未變。

50.為了比較A,B,C三種催化劑對硝酸氨產量的影響，在三種催化劑下，各生產了6批產品。進行了單因素方差分析（ANOVA）后，得到結果如下所顯示。One-wayANOVA:productversusCatalyst

SourceDFSSMSFP

Catalyst270.1135.0611.230.001

Error1546.833.12

Total17116.94

S=1.767R-Sq=59.95%R-Sq(adj)=54.61%

LevelNMeanStDev

A626.5001.871

B621.6671.633

C624.0001.789

***********************************************************

Tukey95%SimultaneousConfidenceIntervals

AllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalyst

Individualconfidencelevel=97.97%

Catalyst=Asubtractedfrom:

CatalystLowerCenterUpper

B-7.481-4.833-2.186

C-5.147-2.5000.147

Catalyst=Bsubtractedfrom:

CatalystLowerCenterUpper

C-0.3142.3334.981

*****************************************************

Fisher95%IndividualConfidenceIntervals

AllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalyst

Simultaneousconfidencelevel=88.31%

Catalyst=Asubtractedfrom:

CatalystLowerCenterUpper

B-7.008-4.833-2.659

C-4.674-2.500-0.326

Catalyst=Bsubtractedfrom:

CatalystLowerCenterUpper

C0.1592.3334.508

由上面這些結果，假如我們盼望兩兩比較時總的第I類錯誤風險限制為5%，應當選用的結論是：A.3種催化劑效果無顯著差異。B.采納Tukey方法，總第I類錯誤風險為5%，其計算結果為：AC間,BC間無顯著差異，但催化劑A的產量顯著高于催化劑B的產量。C.采納Tukey方法，全部總體參與比較時，總第I類錯誤風險選定為5%，其計算結果為：AC間無顯著差異，但催化劑A及C的產量都顯著高于催化劑B的產量。D.采納Fisher方法，多總體中隨意二總體進行比較時，第I類錯誤風險皆選定為5%，其計算結果為：3種催化劑下的產量都顯著不同。催化劑A的產量顯著高于催化劑C的產量，催化劑C的產量顯著高于催化劑B的產量，當然催化劑A的產量也顯著高于催化劑B的產量。

51.M公司生產墊片。在生產線上，隨機抽取100片墊片，發(fā)覺其厚度分布均值為2.0mm，標準差為0.2mm。取10片疊起來，則這10片墊片疊起來后總厚度的均值和方差為：A.均值2.0mm；方差0.2B.均值20mm；方差0.04

C.均值20mm；方差0.4D.均值20mm；方差4

52.M車間負責測量機柜的總電阻值。由于現在運用的是自動數字式測電阻儀，不同的測量員間不再有什么差別，但在測量時要先設定初始電壓值V，這里對V可以有3種選擇方法。作測量系統(tǒng)分析時，運用傳統(tǒng)方法，對10個機柜，都用3種不同選擇的V值，各測量2次。在術語“測量系統(tǒng)的重復性（Repeatability）”和“測量系統(tǒng)的再現性（Reproducibility）”中，術語“再現性”應這樣說明：A.不運用不同的測量員，就不再有“再現性”誤差了。B.不同的設定的V值所引起的變異是“再現性”誤差。C.同一個設定的V值，多次重復測量同樣一個機柜所引起的變異是“再現性”誤差。D.在不同時間周期內，用此測電阻儀測量同一個機柜時，測量值的波動是“再現性”誤差。

53.在箱線圖(Box-Plot)分析中，已知最小值=-4；Q1=1；Q3=4；最大值=7；則正確的說法是：A．上須觸線終點為：7；下須觸線終點為：-3.5

B．上須觸線終點為：8.5；下須觸線終點為：-3.5

C．上須觸線終點為：7；下須觸線終點為：-4

D．上須觸線終點為：8.5；下須觸線終點為：-4

54.強力變壓器公司的每個工人都操作自己的15臺繞線器生產同種規(guī)格的小型變壓器。原定的變壓之電壓比為2.50，但事實上的電壓比總有些誤差。為了分析原委是什么緣由導致電壓比變異過大，讓3個工人，每人都操作自己隨意選定的10臺繞線器各生產1臺變壓器，對每臺變壓器都測量了2次電壓比數值，這樣就得到了共60個數據。為了分析電壓比變異產生的緣由，應當：A.將工人及繞線器作為兩個因子，進行兩種方式分組的方差分析（Two-WayANOVA），分別計算出兩個因子的顯著性，并依據其顯著性所顯示的P值對變異緣由作出推斷。B.將工人及繞線器作為兩個因子，按兩個因子交叉（Crossed）的模型，用一般線性模型（GeneralLinearModel）計算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。C.將工人及繞線器作為兩個因子，按兩個因子嵌套（Nested）的模型，用全嵌套模型（FullyNestedANOVA）計算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。D.依據傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法（GageRRStudy-Crossed），直接計算出工人及繞線器兩個因子方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。

55.對于兩總體均值相等性檢驗，當驗證了數據是獨立的且為正態(tài)后，還要驗證二者的等方差性，然后就可以運用雙樣本的T檢驗。這時是否可以運用單因子的方差分析（ANOVA）方法予以替代，這里有不同看法。正確的推斷是：A.兩總體也屬于多總體的特例，因此，全部兩總體均值相等性T檢驗皆可用ANOVA方法解決。B.兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相等性T檢驗的功效（Power）比ANOVA方法要高，因而不能用ANOVA方法替代。

C.兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相等性T檢驗的計算比ANOVA方法要簡單，因而不能用ANOVA方法替代。D.兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相等性T檢驗可以處理對立假設為單側（例如“大于”）的情形，而ANOVA方法則只能處理雙側（即“不等于”）的問題，因而不能用ANOVA方法替代。

56.M公司中的Z車間運用多臺自動車床生產螺釘，其關鍵尺寸是根部的直徑。為了分析原委是什么緣由導致直徑變異過大，讓3個工人，并隨機選擇5臺機床，每人分別用這5車床各生產10個螺釘，共生產150個螺釘，對每個螺釘測量其直徑，得到150個數據。為了分析直徑變異產生的緣由，應當：A.將工人及螺釘作為兩個因子，進行兩種方式分組的方差分析（Two-WayANOVA），分別計算出兩個因子的顯著性，并依據其顯著性所顯示的P值對變異緣由作出推斷。B.將工人及螺釘作為兩個因子，按兩個因子交叉（Crossed）的模型，用一般線性模型（GeneralLinearModel）計算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。C.將工人及螺釘作為兩個因子，按兩個因子嵌套（Nested）的模型，用全嵌套模型（FullyNestedANOVA）計算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。D.依據傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法（GageRRStudy-Crossed），直接計算出工人及螺釘兩個因子方差重量及誤差的方差重量，并依據這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。

57.在選定Y為響應變量后,選定了X1,X2,X3為自變量,并且用最小二乘法建立了多元回來方程。在MINITAB軟件輸出的ANOVA表中，看到P-Value=0.0021。在統(tǒng)計分析的輸出中，找到了對各個回來系數是否為0的顯著性檢驗結果。由此可以得到的正確推斷是：A．3個自變量回來系數檢驗中，應當至少有1個以上的回來系數的檢驗結果是顯著的（即至少有1個以上的回來系數檢驗的P-Value小于0.05），不可能出現3個自變量回來系數檢驗的P-Value都大于0.05的狀況B．有可能出現3個自變量回來系數檢驗的P-Value都大于0.05的狀況，這說明數據本身有較多異樣值，此時的結果已無意義，要對數據重新審核再來進行回來分析。C．有可能出現3個自變量回來系數檢驗的P-Value都大于0.05的狀況，這說明這3個自變量間可能有相關關系，這種狀況很正常。D．ANOVA表中的P-VALUE=0.0021說明整個回來模型效果不顯著，回來根本無意義。

58.已知一組壽命（LifeTime）數據不為正態(tài)分布?，F在盼望用Box-Cox變換將其轉化為正態(tài)分布。在確定變換方法時得到下圖：

Lambda

LowerCLUpperCL

LimitLambda

0.221445

(using95.0%confidence)

Estimate0.221445

LowerCL0.060195

UpperCL0.396962

BestValue

Box-CoxPlotofLifetime

從今圖中可以得到結論：A.將原始數據取對數后，可以化為正態(tài)分布。B.將原始數據求其0.2次方后，可以化為正態(tài)分布。C.將原始數據求平方根后，可以化為正態(tài)分布。D.對原始數據做任何Box-Cox變換，都不可能化為正態(tài)分布。

59.為了探討軋鋼過程中的延長量限制問題,在經過2水平的4個因子的全因子試驗后，得到了回來方程。其中，因子A代表軋壓長度，低水平是50cm，高水平為70cm。響應變量Y為延長量（單位為cm）。在代碼化后的回來方程中，A因子的回來系數是4。問，換算為原始變量（未代碼化前）的方程時，此回來系數應當是多少？

A.40B.4C.0.4D.0.2

60.為了推斷兩個變量間是否有相關關系，抽取了30對觀測數據。計算出了他們的樣本相關系數為0.65，對于兩變量間是否相關的推斷應當是這樣的：A．由于樣本相關系數小于0.8,所以二者不相關B．由于樣本相關系數大于0.6,所以二者相關C．由于檢驗兩個變量間是否有相關關系的樣本相關系數的臨界值與樣本量大小有關,所以要查樣本相關系數表才能確定D．由于相關系數并不能完全代表兩個變量間是否有相關關系,本例信息量不夠,不可能得出判定結果

61.響應變量Y與兩個自變量（原始數據）X1及X2建立的回來方程為:y=2.2+30000×1+0.0003×2由此方程可以得到結論是:

A.X1對Y的影響比X2對Y的影響要顯著得多B.X1對Y的影響比X2對Y的影響相同C.X2對Y的影響比X1對Y的影響要顯著得多D.僅由此方程不能對X1及X2對Y影響大小作出判定

62.為了推斷改革后的日產量是否比原來的200（千克）有所提高，抽取了20次日產量，發(fā)覺日產量平均值為201（千克）。對此可以得到推斷：A．只提高1千克，產量的提高確定是不顯著的B．日產量平均值為201（千克），確實比原來200（千克）有提高C．因為沒有供應總體標準差的信息，因而不可能作出推斷D．不必供應總體標準差的信息，只要供應樣本標準差的信息就可以作出推斷63.六西格瑪團隊分析了歷史上本車間產量（Y）與溫度（X1）及反應時間（X2）的記錄。建立了Y對于X1及X2的線性回來方程，并進行了ANOVA,回來系數顯著性檢驗,相關系數計算等，證明我們選擇的模型是有意義的，各項回來系數也都是顯著的。下面應當進行：A.結束回來分析，將選定的回來方程用于預報等B.進行殘差分析，以確認數據與模型擬合得是否很好，看能否進一步改進模型C.進行響應曲面設計，選擇使產量達到最大的溫度及反應時間D.進行因子試驗設計，看是否還有其它變量也對產量有影響，擴大因子選擇的范圍

64.回來方程Y=

30—X中，Y的誤差的方差的估計值為9，當X=1時，Y的95%的近似預料區(qū)間是

A.(23,35)B.(24,36)C.(20,38)D.(21,39)

65.某工序過程有六個因子A,B,C,D,E,F，工程師盼望做部分因子試驗確定主要的影響因素，打算采納26-2設計，而且工程師依據工程閱歷判定AB,BC,AE,DE之間可能存在交互作用，但是MINITAB給出的生成元（Generators）為E=ABC,F=BCD，為了不讓可能顯著的二階交互作用相互混雜，下列生成元可行的是:

A.E=ABD，F=ABCB.E=BCD，F=ABC

C.E=ABC，F=ABDD.E=ACD，F=BCD

66.下列哪項設計是適合作為改進階段開始的篩選試驗（ScreeningExperiment）：A.8因子的全因子試驗B.8因子的部分因子試驗C.中心復合設計（CCD）D.Box-Behnken設計

67.在4個因子A,B,C,D的全因子設計中，增加了3個中心點的試驗。分析試驗結果，用MINITAB軟件計算，其結果如下：FactorialFit:yversusA,B,C,DAnalysisofVariancefory(codedunits)SourceDFSeqSSAdjSSAdjMSFP

MainEffects48.161088.161082.0402722.870.0002-WayInteractions60.676590.676590.112761.260.369

ResidualError80.713610.713610.08920

Curvature10.025580.025580.025580.260.626

LackofFit50.404630.404630.080930.570.735

PureError20.283400.283400.14170

Total189.55127

在正交試驗中，假定數據在擬合線性模型后，試驗數據的殘差有共同的方差，對于方差的估計量應當是MSE（MeanSquareError，即平均誤差均方和），在本題中是：

A.0.08920B.0.14170C.0.71361D.0.28340

68.下列哪種響應曲面設計確定不具有旋轉性（Rotatability）A.CCD（中心復合設計，CentralCompositeDesign）B.CCI（中心復合有界設計，CentralCompositeInscribedDesign）C.CCF（中心復合表面設計，CentralCompositeFace-CenteredDesign）D.BB（BB設計，Box-BehnkenDesign）

69.經過團隊的頭腦風暴確認，影響過程的因子有A,B,C,D,E及F共六個。其中除因子的主效應外，還要考慮3個二階交互效應AB,AC及DF，全部三階以上交互作用可以忽視不計。由于試驗成本較高，限定不可能進行全面的重復試驗，但仍盼望估計出隨機誤差以精確檢驗各因子顯著性。在這種狀況下，應當選擇進行：A.全因子試驗B.部分實施的二水平正交試驗，且增加若干中心點C.部分實施的二水平正交試驗，不增加中心點D.Plackett-Burman設計

70.在部分實施的因子試驗設計中，考慮了A，B，C，D，E及F共6個因子，打算進行16次試驗。在計算機供應的混雜別名結構表（AliasStructureTable）中，看到有二階交互作用效應AB與CE相混雜（Confounded），除此之外還有另一些二階交互作用效應相混雜，但未看到任何主效應與某二階交互作用效應相混雜。此時可以斷定本試驗設計的分辯度（Resolution）是A．3B．4C．5D．6

71.在部分實施的因子設計中，如何利用下面這張表格來制訂試驗支配特別重要。六西格瑪A．由7個因子增加到8個因子，必定要增加試驗次數，既然試驗總次數限定了，不可能考慮增加此因子。B．從表中看到，7個因子在16次試驗時可以達到辨別度為4，8個因子在16次試驗時也可以達到辨別度為4，多增加因子沒使試驗支配辨別度減小，所以可以增加到8個因子。C．正交試驗著重看正交表中一共有多少列。16次的正交表（L16）中，共有15列，可以始終增加到15個因子，增加到8個因子當然沒問題了。D．這張表根本確定不了最多可以排多少因子，要依據實際閱歷推斷第8個因子是否重要，然后依據其重要性再確定是否選入。

72.六西格瑪團隊在探討過程改進時，大家共同確認要考慮8個因子。經費的限制使得試驗總次數應盡可能地少，但仍盼望不要使主效應與二階交互作用相混雜。除了應支配4個中心點外，對于還該進行多少次試驗，大家意見不一樣。參考有關表格，你贊成下列哪個人的意見？A.32次。B.16次。C.12次（Plackett-Burman設計）。D.8次。

73.在進行響應曲面設計中，經常選用CCD方法而不用BOX-Beknken設計，其最主要理由是：A.CCD有旋轉性，而Box-Beknken設計沒有旋轉性B.CCD有序貫性，而Box-Beknken設計沒有序貫性C.CCD試驗點比BOX-Beknken設計試驗點少D.以上各項都對

74.光滑磁磚廠在20天內，每天從當日生產的磁磚中隨機抽取5塊，測量其平面度（Flatness），并求出其平均值。其平均值的趨勢圖如圖1所示。粗略看來，生產是穩(wěn)定的。下面將每天5塊磁磚的平面度數值全部直接畫出，則其趨勢圖如圖2所示。從這兩張圖中可以看誕生產中存在什么問題？A.生產根本不穩(wěn)定。B.平面度指標不聽從正態(tài)分布C.每天內的平面度波動不大，但每天間的平面度波動較大D.這兩張圖什么問題也不能說明。

IndexMean1

2468101214161820

4.70

4.65

4.60

4.55

4.50

4.45

4.40

TimeSeriesPlotofMean1

圖1平面度日平均值趨勢圖

Indexx

1102030405060708090100

4.7

4.6

4.5

4.4

4.3

TimeSeriesPlotofx

圖2每塊磁磚平面度趨勢圖

75．某企業(yè)盼望分析其加工軸棒的直徑波動狀況并進行過程限制。工序要求為Ф20±0.02毫米。在對直徑的測量時，有兩種意見，一是建議用塞規(guī)，測量結果為通過/不通過，每分鐘可測5根；另一種意見是采納游標卡尺測出具體直徑值，每分鐘只能測1根軸。閱歷表明，軸的合格率為99%左右。若盼望進行過程限制，應實行的最佳方案是：A．用塞規(guī)，每次檢測100件作為一個樣本，用np限制圖B．用塞規(guī)，每次檢測500件作為一個樣本，用np限制圖C．用游標卡尺，每次連續(xù)檢測5根軸，用X

R限制圖D．用游標卡尺，每次連續(xù)檢測10根軸，用X

R限制圖

76.在計算出限制圖的上下限制限后，可以比較上下限制限與上下公差限的數值。這兩個限制范圍的關系是：A.上下限制限的范圍確定與上下公差限的范圍相同B.上下限制限的范圍確定比上下公差限的范圍寬C.上下限制限的范圍確定比上下公差限的范圍窄D.上下限制限的范圍與上下公差限的范圍一般不能比較

77.一位工程師每天收集了100~200件產品，每天抽樣數不能保證相同，打算監(jiān)控每天不合格品數,他應當運用以下哪種限制圖？

A.uB.npC.cD.p

78.在探討完改進措施后，確定進行試生產。試生產半月后，采集了100個數據。發(fā)覺過程仍未受控，且標準差過大，平均值也低于目標要求。對于這3方面的問題的解決依次應當是：A.首先分析找出過程未受控的緣由，即找出影響過程的異樣變異緣由，使過程達到受控。B.首先分析找出標準差過大的緣由，然后減小變異。C.首先分析找出平均值太低的緣由，用最短時間及最小代價調整好均值。D.以上步驟依次不能確定，應當依據實際狀況推斷解決問題的途徑。

79.在性佳牌手機生產車間，要檢測手機的抗脈沖電壓沖擊性能。由于是破壞性檢驗，成本較高，每小時從生產線上抽一部來作檢測，共連續(xù)監(jiān)測4晝夜，得到了96個數據。六西格瑪團隊中，王先生主見對這些數據畫“單值-移動極差限制圖”，梁先生主見將3個數據當作一組，對這32組數據作“Xbar-R限制圖”。這時你認為應運用的限制圖是：A.只能運用“單值-移動極差限制圖”，B.只能運用“Xbar-R限制圖”。C.兩者都可以運用，而以“Xbar-R限制圖”的精度較好。D.兩者都可以運用，而以“單值-移動極差限制圖”的精度較好。

80．在實施六西格瑪項目時，力場分析（ForceFieldAnalysis）方法可用于：A.查找問題的根本緣由B.證項目的實施效果C.確定方案實施可能帶來的好處和問題D.定量分析變異源

81.假設每次輪班可用時間為7.5小時，30分鐘調整時間，15分鐘支配停工時間，15分鐘用于設備意外。請問設備的時間開動率為：

A.87%B.93%C.90%D.85%

82.有關全面生產性維護（TPM）的描述,不正確的是：A.TPM應是團隊工作來完成B.TPM強調一線員工主動參與C.TPM的目的是消退因機器操作產生的故障,缺陷,奢侈和損失D.TPM就是縮短故障修理時間

83.限制理論（TOC,TheoryofConstraint）的主要關注領域是：A.顧客需求B.價值流C.準時交付D.消退流程中的“瓶頸”

84.在質量功能綻開(QFD)中,質量屋的“屋頂”三角形表示：A.工程特征之間的相關性B.顧客需求之間的相關性C.工程特性的設計目標D.工程特征與顧客需求的相關性

二,多選題：

85.在六西格瑪推動過程中，高層管理委員會的主要工作有：A.確定企業(yè)戰(zhàn)略B.參與六西格瑪項目選擇C.計算六西格瑪項目收益D.制定企業(yè)整體的六西格瑪實施支配

86.六西格瑪項目限制階段的主要工作內容有：A.改進方案試運行B.建立過程限制系統(tǒng)C.將改進方案納入標準D.確定下一個改進機會

87.六西格瑪管理方法A.起源于摩托羅拉，發(fā)展于通用電氣等跨國公司B.其DMAIC改進模式與PDCA循環(huán)完全不同C.是對全面質量管理特殊是質量改進理論的繼承性新發(fā)展D.可以和質量管理小組(QCC)等改進方法，與ISO9001,卓越績效模式等管理系統(tǒng)整合推動。

88.推行六西格瑪管理的目的就是要A.將每百萬出錯機會缺陷數降低到3.4

B.提升企業(yè)核心競爭力C.追求零缺陷，降低劣質成本D.變革企業(yè)文化

89.顧客需求包括:

A.顧客及潛在顧客的需求(VOC)B.法規(guī)及平安標準需求

C.競爭對手的顧客需求D.供貨商的需求

90．界定階段（Define）是六西格瑪DMAIC項目過程的第一步。在這個階段，我們應當做的工作包括：A.確認顧客要求和確定過程B.更新和完善項目特許任務書C.確定項目度量指標D.明確問題的主要緣由

91.親和圖(AffinityDiagram)可應用于以下場合:

A.選擇最優(yōu)方案B.用于歸納思想，提出新的構思C.整理顧客需求D.評價最優(yōu)方案

92.以下什么是一個好的項目問題陳述所共有的組成部分？選擇全部可能的回答：A.問題對象描述具體B.有清晰的時間描述C.結果可測量D.含有解決方案

93.高端過程圖(SIPOC)能令員工了解企業(yè)的宏觀業(yè)務流程是由于:

A.它描述了每個具體流程B.它確認過程之顧客C.它確認過程之供方D.它闡明過程的結果

94.M車間生產螺釘。為了估計螺釘的長度,從當日成品庫中隨機抽取25個螺釘,測量了它們的長度,樣本均值為22.7mm。并且求出其長度總體均值的95%置信區(qū)間為(22.5,22.9)。下述哪些推斷是不正確的：A.當日生產的螺釘中，有95%的螺釘之長度落入(22.5,22.9)之內。B.當日任取一個螺釘，其長度以95%的概率落入(22.5,22.9)之內。C.區(qū)間(22.5,22.9)覆蓋總體均值的概率為95%。D.若再次抽取25個螺釘，樣本均值以95%的概率落入(22.5,22.9)之內。

95.在測量系統(tǒng)分析計算重復性和再現性（RR）時，相對于極差法（RangeMethod）而言，采納方差分析和方差估計法的優(yōu)點是：A.計算簡便B.可以估計交互作用的影響C.可以進行深層次的統(tǒng)計分析D.是精確算法，計算結果沒有誤差

96.對部分實施因子試驗的理解，下面說法正確的是：A.混雜現象的出現是完全可以避開的B.混雜現象的結果是可以選擇的C.任何主效應與二階交互效應的混雜都必需避開D.存在某些二階交互作用的混雜通常是可以允許的

97.在下列哪些狀況中可以運用方差分析方法:

A.比較多個正態(tài)總體的均值是否相等B.比較多個正態(tài)總體的方差是否相等C.比較多個總體的分布類型是否相同D.分解數據的總變異（Variation）為若干有意義的重量

98.在試驗設計中，我們經常要將原來對于因子設定的各水平值實行“代碼化”（Coding）。例如在2水平常，把“高”“低”二水平分別記為“1”及“-1”。這樣做的好處是：A.比未代碼化時提高了計算的精度。B.代碼化后,可以通過直接比較各因子或因子間的交互作用的回來系數之確定值以確定效應的大小，即回來系數之確定值越大者該效應越顯著；而未代碼化時不能這樣推斷。C.代碼化后,刪除回來方程中某些不顯著之項時，其它各項回來系數不變；未代碼化時,在刪除某些不顯著之項時其它各項回來系數可能有變化。D.由于代碼化后，各因子或因子間的交互作用的回來系數之估計量間相互無關，假如在對系數進行系數顯著性檢驗時,某系數P—value較大（例如大于0.2），證明它們效應不顯著，可以直接將其刪除；而未代碼化時，各項回來系數間可能有關，因而即使某系數系數顯著性檢驗時的P—value較大，也不能冒然刪除。

99.在改進階段中，支配了試驗的設計與分析。僅對新建立的模型進行一般的統(tǒng)計分析是不夠的，還必需進行殘差的診斷。這樣做的目的是：A.推斷模型與數據的擬合是否有問題B.推斷各主效應與交互效應是否顯著C.幫助找尋出因子的最佳設置，以使響應變量達到最優(yōu)化D.推斷試驗過程中試驗誤差是否有不正常的變化

100.對于響應曲面方法的正確敘述是：A.響應曲面方法是試驗設計方法中的一種B.響應曲面方法是在最優(yōu)區(qū)域內建立響應變量與各自變量的二次回來方程C.響應曲面方法可以找尋到響應變量最優(yōu)區(qū)域D.響應曲面方法可以判明各因子顯著或不顯著

101.在兩水平因子試驗時,增加若干個中心點的優(yōu)點是:

A.可以得到純誤差項B.檢驗模型的彎曲性C.使模型系數的估計更精確D.不破壞正交性和平衡性

102.在2水平全因子試驗中,通過統(tǒng)計分析發(fā)覺因子C及交互作用A*B是顯著的,而A,B,D均不顯著,則在選取最佳方案時,應考慮:

A.找出因子A的最好水平B.找出因子c的最好水平C.找出因子A和B的最好水平搭配D.找出因子D的最好水平

103.在因子設計階段，對3個因子A,B及C，進行二水平全因子共11次試驗后，可以確認3者皆顯著，但卻發(fā)覺了顯著的彎曲。確定增做些試驗點，形成響應曲面設計。一個團隊成員建議在新設計中運用CCF（中心復合表面設計，CentralCompositeFace-CenteredDesign）。他這樣建議的好處是：

A．原有的11次試驗結果仍舊可以利用。B．新設計仍保持有旋轉性（Rotatability）。C．新設計對每個因子仍只需支配3個水平。D.新設計對每個因子的代碼水平仍保持在（-1，1）范圍內。

104.穩(wěn)健參數設計（田口方法）中的誤差因素，指的是：A.元器件參數所取數值的誤差B.用戶運用環(huán)境條件變化形成的誤差C.重復試驗中的隨機誤差D.產品制造過程中工藝條件變化形成的誤差

105.X

R限制圖比X-MR(單值移動極差)限制圖應用更為普遍的緣由在于：A.X

R圖可適用于非正態(tài)的過程B.X

R有更高的檢出力C