2021年中質(zhì)協(xié)六西格瑪黑帶考題:1[1].色的責(zé)任A.B.C.D.2[1].X?RXRRXXR以上答案都不對(duì)3[1].質(zhì)量管理大師戴明先生在其著名的質(zhì)量管理十四條中指出“停止依靠檢驗(yàn)達(dá)成質(zhì)量的做法”，這句話的含義是：經(jīng)濟(jì)的。質(zhì)量是設(shè)計(jì)和生產(chǎn)出來(lái)的，不是檢驗(yàn)出來(lái)的。質(zhì)量，而不是靠檢驗(yàn)員保證。能保證質(zhì)量的。4[1](多選).六西格瑪管理方法起源于摩托羅拉，發(fā)展于通用電氣等跨國(guó)公司DMAICPDCA循環(huán)完全不同性新發(fā)展可以和質(zhì)量管理小組(QCCISO9001、卓越績(jī)效模式等管理系統(tǒng)整合推進(jìn)。5[1]3.4提升企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力追求零缺陷，降低劣質(zhì)成本變革企業(yè)文化[2](QFD,QualityFunctionDeployment)中，首要的工作是：A.B.C.D.[2]10001016個(gè)零件不合格，合計(jì)32個(gè)缺陷，則DPMO為A.0.0032B.3200C.32000D.1600[2]顧客及潛在顧客的需求(VOC)C.D.供貨商的需求[3]哪種工具可以用于解決下述問(wèn)題：和相互制約，團(tuán)隊(duì)希望把各項(xiàng)作業(yè)之間的的分析找出影響進(jìn)度的關(guān)鍵路徑，從而能進(jìn)行統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。A.PDPC(過(guò)程決策程序圖)B.箭條圖(網(wǎng)絡(luò)圖)C.甘特圖D.關(guān)聯(lián)圖[3階段？的最佳方法存在著分歧，團(tuán)隊(duì)成員仍首先作為個(gè)體來(lái)思考，并往往根據(jù)自己的經(jīng)歷做出決定。這些分歧可能引起團(tuán)隊(duì)內(nèi)的爭(zhēng)論甚至矛盾。A.形成期B.震蕩期C.規(guī)范期D.執(zhí)行期[3以確定？1、項(xiàng)目目標(biāo)2、項(xiàng)目預(yù)期的財(cái)務(wù)收益3、項(xiàng)目所涉及的主要過(guò)程

4、項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員A.1；B.14；C.23；D.1、2、34。[3](TeamCharter（BusinessCase,也被稱為項(xiàng)目背景。該項(xiàng)內(nèi)容是為了說(shuō)明：A.為什么要做該項(xiàng)目；B.項(xiàng)目的目標(biāo)；C.項(xiàng)目要解決的問(wèn)題；D.問(wèn)題產(chǎn)生的原因。[3](AffinityDiagram用于以下場(chǎng)合:選擇最優(yōu)方案用于歸納思想，提出新的構(gòu)思D.評(píng)價(jià)最優(yōu)方案[4]劣質(zhì)成本的構(gòu)成是：內(nèi)部損失和外部損失成本部損失成本不增值的預(yù)防成本＋內(nèi)部損失和外部損失成本鑒定成本＋內(nèi)部損失和外部損失成本[4]所共有的組成部分？選擇所有可能的回答：A.問(wèn)題對(duì)象描述具體B.有清楚的時(shí)間描述C.結(jié)果可測(cè)量D.含有解決方案[4](SIPOC)解企業(yè)的宏觀業(yè)務(wù)流程是由于:它描述了每個(gè)詳細(xì)流程C.它確認(rèn)過(guò)程之供方D.它闡明過(guò)程的結(jié)果[5]下表是一個(gè)分組樣本（35，45]（45，55]（55，65]75]頻數(shù)3872X近似為A.50B.54C.62D.[5]8（Poisson）分似為：8（Poisson）分布4（Poisson）分布2（Poisson）分布分布類型將改變。[5]二級(jí)品的二倍，三級(jí)品是二級(jí)品的一半，若從是A.1/3B.1/6C.1/7D.2/7[5]（R&R）時(shí)，相對(duì)于極差法（Range而言，采用方差分析和方差估計(jì)法的優(yōu)點(diǎn)是：計(jì)算簡(jiǎn)便可以估計(jì)交互作用的影響可以進(jìn)行深層次的統(tǒng)計(jì)分析是精確算法，計(jì)算結(jié)果沒有誤差[5]30鉆空結(jié)果分析，其中心位置與規(guī)定中心點(diǎn)在水平方向的偏差值的平均值為1微米，標(biāo)準(zhǔn)差為8微米。測(cè)量系統(tǒng)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)重復(fù)性（Repeatability）標(biāo)準(zhǔn)差為3微米，再現(xiàn)性（Reproducibility）標(biāo)準(zhǔn)差為4微米。從精確度/過(guò)程波動(dòng)的角度來(lái)分析，可以得到結(jié)論:本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R是完全合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R)來(lái)說(shuō)

是勉強(qiáng)合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R)來(lái)說(shuō)是不合格的上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R),從而無(wú)法判斷[5]pCpkC缺陷率的說(shuō)法，正確的是：pCpkCpCpkCpCpkC以上說(shuō)法都不對(duì)[5]pC=1.65，pkC=0.92。這時(shí)，應(yīng)該對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷：差太大。尚可。差太大。準(zhǔn)差都不能作出判斷。[5]測(cè)。假定軸棒長(zhǎng)度的分布是對(duì)稱的（不一定是正態(tài)分布，分布中心與軸棒長(zhǎng)度目標(biāo)重合。對(duì)于100根軸棒，將超過(guò)目標(biāo)長(zhǎng)度者記為“+”號(hào)，NN+的分布近似為：（40，60）間的均勻分布。（45，55）間的均勻分布。5010的正態(tài)分布。505的正態(tài)分布。[5]序的合格率分別為：95，90，98。如下圖所示：缺陷不可返修,問(wèn)此時(shí)整條線的初檢合格P=95P=90P=98率是多少？A.90B.98C.83.79D.83[5]100。這時(shí)，在一般情況下可以得到的結(jié)論是：A.此分布為對(duì)稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為均勻分布D.以上各結(jié)論都不能肯定[5]λ=0.425的一個(gè)樣本，則該樣本均值Σ==252511iiXx的標(biāo)準(zhǔn)差近似為：A.0.4B.0.5C.1.4D.1.5[6]驗(yàn)證新的降壓藥是否有效，實(shí)驗(yàn)可按如下方式進(jìn)行：選擇若干名高血壓病人進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，并記錄服藥前后的血壓值，然后通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析來(lái)驗(yàn)證該藥是否有效。對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用:A.雙樣本均值相等性檢驗(yàn)B.配對(duì)均值檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.方差分析[6]AB25個(gè)墊片后，測(cè)量并記錄了其厚度的數(shù)值，發(fā)現(xiàn)兩組數(shù)據(jù)都是正態(tài)分布。下面應(yīng)該進(jìn)行的是：A．兩樣本F檢驗(yàn)B．兩樣本T檢驗(yàn)TMann-Whitney秩和檢驗(yàn)[6]30關(guān)系數(shù)為0.65，對(duì)于兩變量間是否相關(guān)的判斷應(yīng)該是這樣的：0.8,所以二者不相關(guān)0.6,所以二者相關(guān)關(guān)系數(shù)的臨界值與樣本量大小有關(guān),所以要查樣本相關(guān)系數(shù)表才能決定由于相關(guān)系數(shù)并不能完全代表兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系,本例信息量不夠,不可能得出判定結(jié)果[6]Y（原始數(shù)據(jù)X1X212y=2.2+30000x+0.0003x由此方程可以得到結(jié)論是:X1YX2YX1YX2Y的影響相同X2YX1YX1X2Y判定[6]200（千克）20201（千克判斷：1日產(chǎn)量平均值為201（千克，確實(shí)比原來(lái)200（千克）有提高作出判斷準(zhǔn)差的信息就可以作出判斷[6]（Y）與溫度（X1）及反應(yīng)時(shí)間（X2）的記錄。YX1X2ANOVA、回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)、相關(guān)系數(shù)計(jì)算數(shù)也都是顯著的。下面應(yīng)該進(jìn)行：結(jié)束回歸分析，將選定的回歸方程用于預(yù)報(bào)等很好，看能否進(jìn)一步改進(jìn)模型度及反應(yīng)時(shí)間產(chǎn)量有影響，擴(kuò)大因子選擇的范圍[6]Y?X∧30Y9，X1Y95預(yù)測(cè)區(qū)間是A.(23,35)B.(24,36)C.(20,38)D.(21,39)[6]分析方法:比較多個(gè)正態(tài)總體的均值是否相等比較多個(gè)正態(tài)總體的方差是否相等比較多個(gè)總體的分布類型是否相同（Variation）的分量[7]4ABCD3個(gè)中心點(diǎn)的試驗(yàn)。分析試驗(yàn)結(jié)果，用MINITAB軟件計(jì)算，其結(jié)果如下：FactorialFit:yversusA,B,C,DAnalysisofVariancefory(codedunits)SourceDFSeqSSAdjSSAdjMSFPMainEffects48.161088.161082.040270.0002-WayInteractions60.676590.676590.112761.260.369ResidualError80.713610.713610.08920Curvature10.025580.025580.025580.26LackofFit50.404630.404630.080930.570.735PureError20.283400.283400.14170Total189.55127數(shù)據(jù)的殘差有共同的方差，對(duì)于方差的估計(jì)量MSE（MeanSquareError方和，在本題中是：A.0.08920B.0.14170C.0.71361D.0.28340[7]性（Rotatability）CCD（中心復(fù)合設(shè)計(jì)，CentralCompositeDesign）CCI（中心復(fù)合有界設(shè)計(jì)，CentralCompositeInscribedDesign）CCF（中心復(fù)合表面設(shè)計(jì)，CentralCompositeFace-CenteredDesign）BB（BB設(shè)計(jì)，Box-BehnkenDesign）[7]經(jīng)過(guò)團(tuán)隊(duì)的頭腦風(fēng)暴確認(rèn)，影響過(guò)程的因

A、B、C、D、EF共六個(gè)。其中除因子3AB、DF，所有三階以上交互作用可以忽略不計(jì)。驗(yàn)，但仍希望估計(jì)出隨機(jī)誤差以準(zhǔn)確檢驗(yàn)各因子顯著性。在這種情況下，應(yīng)該選擇進(jìn)行：全因子試驗(yàn)點(diǎn)部分實(shí)施的二水平正交試驗(yàn)，不增加中心點(diǎn)Plackett-Burman設(shè)計(jì)[7]B，C，D，EF616次試驗(yàn)。在計(jì)算機(jī)提供的混雜別名結(jié)構(gòu)表StructureTable）中，看到有二階交互作用效應(yīng)AB與CE（Confounded有另一些二階交互作用效應(yīng)相混雜，但未看到以斷定本試驗(yàn)設(shè)計(jì)的分辯度（Resolution）是A．3B．4C．5D6[7]響應(yīng)曲面方法是試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法中的一種各自變量的二次回歸方程響應(yīng)曲面方法可以找尋到響應(yīng)變量最優(yōu)區(qū)域響應(yīng)曲面方法可以判明各因子顯著或不顯著[7]中心點(diǎn)的優(yōu)點(diǎn)是:A.可以得到純誤差項(xiàng)B.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膹澢允鼓Ｐ拖禂?shù)的估計(jì)更準(zhǔn)確不破壞正交性和平衡性[7]2CA*BBDAcABD的最好水平[8]較上下控制限與上下公差限的數(shù)值。這兩個(gè)限制范圍的關(guān)系是：同上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍寬上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍窄能比較[8]100~200每天抽樣數(shù)不能保證相同，準(zhǔn)備監(jiān)控每天不合格品數(shù),他應(yīng)當(dāng)使用以下哪種控制圖？A.UB.NpC.CD.p[8]X?RX-MRX?RX?RX?RX?R[8]XUCLABCCLCBALCL32B以外15C區(qū)內(nèi)9點(diǎn)落在中心線同一側(cè)4點(diǎn)遞增或遞減7947.[9]假設(shè)每次輪班可用時(shí)間為7.5小時(shí)，30分鐘調(diào)整時(shí)間，15分鐘計(jì)劃停工時(shí)間，15A.87B.93C.90D.85[9]（TPM）確的是：TPM應(yīng)是團(tuán)隊(duì)工作來(lái)完成TPM強(qiáng)調(diào)一線員工積極參與TPM陷、浪費(fèi)和損失TPM就是縮短故障維修時(shí)間[9]限制理論（TOC,TheoryofConstraint）的主要關(guān)注領(lǐng)域是：

A.顧客需求B.價(jià)值流C.準(zhǔn)時(shí)交付D.消除流程中的“瓶頸”[9](QFD頂”三角形表示：工程特征之間的相關(guān)性顧客需求之間的相關(guān)性工程特性的設(shè)計(jì)目標(biāo)工程特征與顧客需求的相關(guān)性[9](Poka-Yoke)的是:器發(fā)出警報(bào)聲WordWord時(shí)問(wèn)是否保存文件打印機(jī)卡紙后不工作微波爐在門打開時(shí)不工作[10]forSixSigma）是因?yàn)?瑪改進(jìn)（DMAIC）的作用是有限的質(zhì)量首先是設(shè)計(jì)出來(lái)的DFSSDMAICDFSS本上解決問(wèn)題[10]FMEA的故障模式必須:提供備件以便在出現(xiàn)該故障模式時(shí)更換規(guī)定在出現(xiàn)該故障模式時(shí)安排搶修降低其風(fēng)險(xiǎn)度和檢測(cè)難度[10]是:階段的時(shí)候分別建立復(fù)雜程度等實(shí)際情況增加或減少有關(guān)系立，以后不斷進(jìn)行疊代和完善[10]（DFMA）的表述，正確的是:產(chǎn)品設(shè)計(jì)必須考慮企業(yè)現(xiàn)行的工藝及其設(shè)施DFMA的方法束和可能存在的問(wèn)題，提高產(chǎn)品的可制造性和可裝配性DFMA的方法答案：1D2B3B4ACD5BCD6C7B8ABC9B10B11D12A13BC14B15ABC16BCD17B18B19D20BC21C22B23B24D25C26A27B28B29A30C31D32D33B34A35AD36A37C38B39B40ABD41ABD42BC43D44D45AB46ABC47C48D49D50A51ABD52ABD53CD54BD55BCD2007年中質(zhì)協(xié)黑帶考試考題:下面的陳述中，哪些不是六西格瑪黑帶應(yīng)承擔(dān)的任務(wù)：在倡導(dǎo)者（Champion）和資深黑帶（MBB）的指導(dǎo)下，帶領(lǐng)團(tuán)隊(duì)完成六西格瑪項(xiàng)目本原因，確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會(huì)；方的支持和理解；六西格瑪管理推進(jìn)目標(biāo)，分配資源并監(jiān)控進(jìn)展。Dchampion確定項(xiàng)目選擇及項(xiàng)目?jī)?yōu)先級(jí)是下列哪個(gè)角色的責(zé)任A．黑帶B．黑帶大師C．綠帶D．倡導(dǎo)者D解析倡導(dǎo)者根據(jù)業(yè)務(wù)需求決定項(xiàng)目是否需要開展，并制定優(yōu)先級(jí)在分析X-RXRRXXRD.以上答案都不對(duì)解析，Xbar-R（攘外必先安內(nèi)）是正確的：黑帶應(yīng)當(dāng)自主決定項(xiàng)目選擇關(guān)鍵因素向以上都不是解析項(xiàng)目選擇要經(jīng)過(guò)倡導(dǎo)者的確認(rèn)，黑帶是關(guān)鍵，高層支持也是關(guān)鍵，綠帶是基礎(chǔ)質(zhì)量管理大師戴明先生在其著名的質(zhì)量管理十話的含義是：濟(jì)的。質(zhì)量是設(shè)計(jì)和生產(chǎn)出來(lái)的，不是檢驗(yàn)出來(lái)的。C量，而不是靠檢驗(yàn)員保證。D.人工檢驗(yàn)的效率和準(zhǔn)確率較低，依靠檢驗(yàn)是不能保證質(zhì)量的。B解析，B項(xiàng)是本意，倡導(dǎo)大質(zhì)量全面質(zhì)量管理在下列陳述中，不正確的是：六西格瑪管理僅是適合于制造過(guò)程質(zhì)量改進(jìn)的工具；六西格瑪管理是保持企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)持續(xù)改善的系統(tǒng)方法；六西格瑪管理是增強(qiáng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力和綜合素質(zhì)的管理模式；六西格瑪管理是不斷提高顧客滿意程度的科學(xué)方法。制造金融服務(wù)等行業(yè)都得到迅速發(fā)展，如美國(guó)銀行、中國(guó)平安、攜程網(wǎng)等下列說(shuō)法錯(cuò)誤的是:界定階段包括界定項(xiàng)目范圍、組成團(tuán)隊(duì)。Y關(guān)鍵原因。Y證關(guān)鍵原因。X并驗(yàn)證改進(jìn)措施。YAQC項(xiàng)目工期和關(guān)鍵路線的工具是：A.親和圖B.矩陣圖C.PDPC法D.網(wǎng)絡(luò)圖D解析網(wǎng)絡(luò)圖或箭頭圖是專門用于確定工期和關(guān)鍵路線的圖。A.財(cái)務(wù)、顧客、內(nèi)部業(yè)務(wù)流程、員工學(xué)習(xí)與成長(zhǎng)B.評(píng)價(jià)系統(tǒng)、戰(zhàn)略管理系統(tǒng)、內(nèi)部溝通系統(tǒng)業(yè)績(jī)考評(píng)系統(tǒng)、財(cái)務(wù)管理系統(tǒng)、內(nèi)部流程財(cái)務(wù)系統(tǒng)、績(jī)效考核系統(tǒng)、顧客關(guān)系管理系統(tǒng)A解析BSC務(wù)、顧客在質(zhì)量功能展開(QFD,QualityFunctionDeployment)中，首要的工作是：A.客戶競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估B.技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估C.決定客戶需求D.評(píng)估設(shè)計(jì)特色CDFSS中運(yùn)用QFD第一步要將客戶所需搞清楚

在某檢驗(yàn)點(diǎn)，對(duì)1000個(gè)零件上有1016合格，合計(jì)32個(gè)缺陷，則DPMO為A.0.0032B.3200C.32000D.1600B132DPMO=32/1萬(wàn)=3200下面列舉的工具中，哪個(gè)一般不是在項(xiàng)目選擇時(shí)常用的工具：A.排列圖（Pareto）B.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)C.QFDD.因果矩陣BDOE，能用來(lái)挖掘問(wèn)題。A.B.SIPOCC.PDPCD.頭腦風(fēng)暴法BSIPOCPOCSI哪種工具可以用于解決下述問(wèn)題：和相互制約，團(tuán)隊(duì)希望把各項(xiàng)作業(yè)之間的這種析找出影響進(jìn)度的關(guān)鍵路徑，從而能進(jìn)行統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。A.PDPC(過(guò)程決策程序圖)B.箭條圖(網(wǎng)絡(luò)圖)C.甘特圖D.關(guān)聯(lián)圖BPDPC（箭條圖示出相互的依賴關(guān)系和制約關(guān)系等。下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入了哪個(gè)發(fā)展階段？歧可能引起團(tuán)隊(duì)內(nèi)的爭(zhēng)論甚至矛盾。A.形成期B.震蕩期C.規(guī)范期D.執(zhí)行期B顧名思義在界定階段結(jié)束時(shí)，下述哪些內(nèi)容應(yīng)當(dāng)?shù)靡源_定？1、項(xiàng)目目標(biāo)2、項(xiàng)目預(yù)期的財(cái)務(wù)收益34、項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員A.1B.14；C.23D.1、2、34D在項(xiàng)目特許任務(wù)書(TeamCharter（BusinessCase,也被稱為項(xiàng)目背景。該項(xiàng)內(nèi)容是為了說(shuō)明：A.為什么要做該項(xiàng)目；B.項(xiàng)目的目標(biāo)；C.項(xiàng)目要解決的問(wèn)題；D.問(wèn)題產(chǎn)生的原因。ABusinesscase不做這項(xiàng)目，目前存在的危害。一個(gè)過(guò)程由三個(gè)工作步驟構(gòu)成（如圖所示FTY別是：FTY1=99；FTY2=97；FTY3=則整個(gè)過(guò)程的流通合格率為A.92.2B.99C.96D.97.3AA。在談到激勵(lì)技巧時(shí)，常常會(huì)基于馬斯洛（Maslow）序就是：安全需要→生存需要→尊重→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)生存需要→安全需要→尊重→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)生存需要→安全需要→歸屬感→尊重→成就或自我實(shí)現(xiàn)生存需要→安全需要→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)→尊重C馬斯洛經(jīng)典需求理論。

劣質(zhì)成本的構(gòu)成是：A不增值的預(yù)防成本＋鑒定成本＋內(nèi)部損失和外部損失成本D.鑒定成本＋內(nèi)部損失和外部損失成本COPQ381068B.10C.6D.以上都不對(duì)BTakt（假ABC）480A60B48C8048048（B。169103,47,258,3,41,22312,3,3,1,41,6A.①－③－⑥－⑧－⑩B.①－③－⑥－⑨－⑩C.①－④－⑥－⑧－⑩D.①－④－⑥－⑨－⑩最長(zhǎng)的那條線。303230品的正確選擇方法應(yīng)該是：合格樣品至少1010可以隨意設(shè)定比率,因?yàn)榇吮嚷逝c測(cè)量系統(tǒng)是否合格是無(wú)關(guān)的B當(dāng)華氏度介于(70,90（以百（以華氏度為單位（相關(guān)系數(shù)為0.9，而且得到了回歸方程如下:Y=0.9X+32黑帶張先生希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）C5/9（F請(qǐng)問(wèn)換算后的相關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)各是多少？A0.91.620.9，回歸系數(shù)為0.90.9，回歸系數(shù)為0.50.5，回歸系數(shù)為0.50.9Y=0.9*(9/5)X+b,1，A。對(duì)于流水線上生產(chǎn)的一大批二極管的輸出電2.3V58400對(duì)于它們的輸出電壓進(jìn)行了測(cè)定。記X2.3VX=258為了檢測(cè)此時(shí)的生產(chǎn)是否正常。先要確定XX近似為均值是20020的正態(tài)分布。X近似為均值是20010的正態(tài)分布。X（180，220）上的均勻分布。X（190，210）上的均勻分布。2.32.34002002.3。對(duì)于每一次抽檢，因?yàn)闇y(cè)量結(jié)果不對(duì)其他測(cè)量結(jié)果產(chǎn)生影響，并且每次度數(shù)只有大于或小于2.3V400p=0.5，n=400分布函數(shù)，E=np=200，σnp（1-p）=根號(hào)400*0.25=1020010。S1000一般住房狀況的最有代表性的指標(biāo)應(yīng)該是：A．樣本平均值（Mean）B．去掉一最高值，去掉一個(gè)最低值，然后求平均C．樣本眾數(shù)（ModeD樣本中位數(shù)（Median）D在起重設(shè)備廠中,對(duì)于供應(yīng)商提供的墊片厚度很敏感。墊片厚度的公差限要求為12毫米±1給出Cp=1.33,Cpk=1.00這兩個(gè)數(shù)據(jù)。這時(shí)可以對(duì)于墊片生產(chǎn)過(guò)程得出結(jié)論說(shuō):120.25毫米12毫米大約0.5毫米120.75D.以上結(jié)果都不對(duì)解析Cp=1.33Cpk=1.00CpCpkCpk<Cp.3σ=13-6σ*1.33=213-=3σ=1/1.33=0.75，所以均值=12.25（或11.750.25下表是一個(gè)分組樣本分組區(qū)間（35，45]（45，55]（55，65]（65，75]頻數(shù)3872，則其樣本均值X近似為A.50B.54C.62D.64X50~60B算公式計(jì)算。8（Poisson）慮每半分鐘到來(lái)的顧客分布，則此分布近似為：A．8（Poisson）分布4（Poisson）分布2（Poisson）D．分布類型將改變。Bn2中隨機(jī)抽取一個(gè)，此產(chǎn)品為二級(jí)品的概率是A.1/3B.1/6C.1/7D.2/7a=2b，b=2c，則，a=4c，則，abc2cc，a4/7,b2/7，c1/7.b，2/75000100012確的判斷應(yīng)為：A.可以認(rèn)為此數(shù)是發(fā)病率的正確估計(jì)BCD.1000份太少，上述發(fā)病率的估計(jì)無(wú)意義B解析，發(fā)放5000分只收回1/5，此值估計(jì)偏高28軟件，先后依次使用了“Anderson-DarlingRyan-Joine（SimilarShapiro-Wilk”及“Kolmogorov–nv”3”檢驗(yàn)p-value<0.005Ryan-Joiner（SimilartoShapiro-Wilk”檢驗(yàn)p-value>0.10以及KolmogorovSmirnov”檢驗(yàn)p-value>0.15驗(yàn)中，相信MINITAB軟件選擇的缺省方法“Anderson-Darling

此例數(shù)據(jù)太特殊，要另選些方法再來(lái)判斷，才能下結(jié)論。C解析，只要一種檢測(cè)證明非正態(tài)，即非正態(tài)。已知化纖布每匹長(zhǎng)10010Poisson4應(yīng)該是：均值為10Poisson均值為2.5Poisson0.4PoissonD.分布類型已改變C100410025個(gè)4米組成的泊松分布。1000100則1000平均壽命近似為均值是1000小時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)差為1000小時(shí)的正態(tài)分布1000小時(shí)的正態(tài)分布以上答案都不對(duì)。C13222的概率是多少？A.72.4B.23.5C.95.9D.C（兩種可能，則原題的概率是抽到0個(gè)不良和1個(gè)不良概率，C32~0*0.01^0*0.99^32+C32~1*0.01^1*0.99^31=0.959.要求的公差限為500。這說(shuō)明：臺(tái)秤有較大偏倚（Bias，需要校準(zhǔn)換用精度更高的天平。小再現(xiàn)性誤差。測(cè)量系統(tǒng)沒有問(wèn)題，臺(tái)秤可以使用。A10gGR&R再現(xiàn)性誤差是指：量結(jié)果之間的差異；測(cè)量結(jié)果之間的差異；結(jié)果之間的差異；以上都不是。BB。180±3米。在測(cè)量系統(tǒng)分析中發(fā)現(xiàn)重復(fù)性標(biāo)準(zhǔn)差為0.12毫米，再現(xiàn)性標(biāo)準(zhǔn)差為0.16毫米。從P/T的角度來(lái)分析，可以得到結(jié)論：本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是完全合格的本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是不合格的上述數(shù)據(jù)不能得到P/T值，從而無(wú)法判斷B解析P/T5.15σ/Δ=5.15*0.2/6=1/6,30。所以勉強(qiáng)合格。30偏差值的平均值為18Repeatability）3（Reproducibility）4/過(guò)程波動(dòng)的角度來(lái)分析可以得到結(jié)論:

本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R)來(lái)說(shuō)是完全合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R)來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R)來(lái)說(shuō)是不合格的上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R),從而無(wú)法判斷P/TVGR&R/σt=5/8>30量系統(tǒng)不合格Cp、Cpk的說(shuō)法，正確的是：Cp不能估計(jì)缺陷率,根據(jù)CpkCpCpkCpCpkD.以上說(shuō)法都不對(duì)BCpkCpCpk出它的工序能力指數(shù)Cp=1.65，Cpk=0.92時(shí)，應(yīng)該對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷：生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn)，且過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差太大。生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn)，過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差尚可。生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)尚可，但過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差太大。對(duì)于生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)情況及過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差都不能作出判斷。BCpCpkCpCpk偏差。假定軸棒長(zhǎng)度的分布是對(duì)稱的（不一定是正態(tài)分布，分布中心與軸棒長(zhǎng)度目標(biāo)重合。對(duì)于100軸棒，將超過(guò)目標(biāo)長(zhǎng)度者記為“+”號(hào)，將小于目標(biāo)N+為出現(xiàn)正號(hào)個(gè)數(shù)總和N+的分布近似為：A（40，60）B（45，55）5010505D30均值是np=50，方差是np(1-p)=25（所以σ=5，D合格率分別為：95，90，98P=95P=90P=98出前道工序的缺陷，缺陷不可返修,問(wèn)此時(shí)整條線的初檢合格率是多少？A.90B.98C.83.79D.83（連乘）=C100的結(jié)論是：A.此分布為對(duì)稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為均勻分布D.以上各結(jié)論都不能肯定A（說(shuō)法，故原題答案為A。從參數(shù)λ=0.4A.0.4B.0.5C.1.4D.1.5B解析指數(shù)分布，均值=標(biāo)準(zhǔn)偏差，原分布中，均值=標(biāo)準(zhǔn)偏差=1/λ=1/0.4=2.5根據(jù)中心極限定理，新分布的σ=原西格瑪?shù)母?hào)（樣本量）=2.5/5=0.5對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用:A．雙樣本均值相等性檢驗(yàn)B．配對(duì)均值檢驗(yàn)C．F檢驗(yàn)D．方差分析BTB為了判斷A25都是正態(tài)分布。下面應(yīng)該進(jìn)行的是：A．FBTC．兩樣本配對(duì)差值的TD．兩樣本Mann-Whitney秩和檢驗(yàn)AFANOVAA為了降低汽油消耗量，M2。X301060檢驗(yàn)添加劑是否有效的檢驗(yàn)方法應(yīng)該是：A.雙樣本均值相等性T檢驗(yàn)。B.配對(duì)樣本檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.兩樣本非參數(shù)Mann-Whitney檢驗(yàn)B46T810TestforEqualVariancesforstrengthF-Test0.181TestStatistic2.80P-Value0.188Levene'sTestTestStatistic1.96P-ValueTwo-sample T for strength_After strength_BeforeN Mean StDev Meanstrength_After10 531.45 9.843.1strength_Before8 522.44 5.882.1Difference=mu(strength_After)-mu(strength_Before)Estimatefordifference:9.0125095lowerboundfordifference:2.10405T-Testofdifference=0(vs>):T-Value=P-Value=0.018DF=16也增加了。未變。增加了。未變。BPT檢驗(yàn)，強(qiáng)度的確有所提高（p<0.05，采用對(duì)立假設(shè)。采用等方差檢驗(yàn)，波動(dòng)（方差）P>0.05A、B、C影響，在三種催化劑下，各生產(chǎn)了6（ANOVA）所顯示。One-wayANOVA:productversusCatalystSource DF SS MS PCatalyst 2 70.11 35.06 0.001Error 15 46.83 3.12Total 17 116.94

S=1.767R-Sq=59.95R-Sq(adj)=54.61LevelNMeanA626.5001.871B621.6671.633C624.0001.789*******************************************Tukey95SimultaneousConfidenceAllPairwiseComparisonsamongLevelsCatalystIndividualconfidencelevel=97.97Catalyst=Asubtractedfrom:CatalystLowerCenterUpperB-7.481-4.833-2.186C-5.147-2.5000.147Catalyst=Bsubtractedfrom:CatalystLowerCenterUpperC-0.3142.3334.981*******************************************Fisher95IndividualConfidenceIntervalsAllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalystSimultaneousconfidencelevel=88.31Catalyst=Asubtractedfrom:CatalystLowerCenterB-7.008-4.833-2.659C-4.674-2.500-0.326Catalyst=Bsubtractedfrom:（C）CatalystLowerCenterUpperC0.1592.3334.508I5，應(yīng)該選用的結(jié)論是：3采用TukeyIACBC劑ABTukeyI5，其計(jì)算結(jié)果為：AC顯著差異，但催化劑AC采用FisherI5果為：3的產(chǎn)量顯著高于催化劑C化劑CBABB差異既有差異，本題P<0.05說(shuō)明有差異。根據(jù)FisherA-B，A-C方法，A-BA-C，B-C4項(xiàng)中只有D即“希望兩兩比較時(shí)總的第IB，增大二類錯(cuò)誤的概率】M2.0mm0.2mm1010總厚度的均值和方差為：A.2.0mm0.2B20mmC.均值20mm0.4D.均值20mm4C0.2*0.2*10=0.4M這里對(duì)V3103選擇的V2（Repeatability（Reproducibility解釋：不使用不同的測(cè)量員，就不再有“再現(xiàn)性”誤差了。

V誤差。V柜所引起的變異是“再現(xiàn)性”誤差。在不同時(shí)間周期內(nèi)，用此測(cè)電阻儀測(cè)量同一個(gè)機(jī)柜時(shí)，測(cè)量值的波動(dòng)是“再現(xiàn)性”誤差。GR&RReproducibility測(cè)量誤差。在箱線圖(Box-Plot4；Q1=1；Q3=4；最大值=7；則正確的說(shuō)法是：A．上須觸線終點(diǎn)為：7；下須觸線終點(diǎn)為：-3.5-3.5C．上須觸線終點(diǎn)為：7；下須觸線終點(diǎn)為：-4D．上須觸線終點(diǎn)為：8.5；下須觸線終點(diǎn)為：-4A砍掉=4+1.5*3=8.5=7（超過(guò)最大值，采用最大值，下須點(diǎn)=Q1-1.5（Q3-Q1）=1-1.5*3=-3.515310器各生產(chǎn)1260分析電壓比變異產(chǎn)生的原因，應(yīng)該：組的方差分析（Two-WayANOVAP異原因作出判斷。（Crossed）的模型，用一般線性模型（GeneralLinearModel）計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差因作出判斷。（Nested）的模型，用全嵌套模型（FullyNestedANOVA）計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差的方差分量，并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷。根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法（GageRRStudy-Crossed小對(duì)變異原因作出判斷。A2T單因子的方差分析（ANOVA）方法予以替代，這里有不同看法。正確的判斷是：兩總體也屬于多總體的特例，因此，所有兩總TANOVA兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相T（Power）ANOVA因而不能用ANOVA兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相TANOVA用ANOVA兩總體雖屬于多總體的特例，但兩總體均值相T（例如“大）的情形，而ANOVA方法則只能處理雙側(cè)（）的問(wèn)題，因而不能用ANOVA方法替代。A（D）ANOVATTANOVAANOVA所言，但是一旦判別PD，AANOVATM公司中的Z35510150150將工人及螺釘作為兩個(gè)因子，進(jìn)行兩種方式分組的方差分析（Two-WayANOVAP異原因作出判斷。將工人及螺釘作為兩個(gè)因子，按兩個(gè)因子交叉（Crossed）（GeneralLinearModel）計(jì)算出兩個(gè)因子的方差小對(duì)變異原因作出判斷。將工人及螺釘作為兩個(gè)因子，按兩個(gè)因子嵌套（Nested）的模型，用全嵌套模型（NestedANOVA）計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差因作出判斷。根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法（GageRRCrossedC5每個(gè)機(jī)器對(duì)應(yīng)10個(gè)產(chǎn)品，屬于嵌套。因此選用NestedANOVA（原體有歧義，C355355在選定Y為響應(yīng)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歸方程。在MINITAB軟件輸出的ANOVAP-Value=0.00210A．31以上的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的（個(gè)以上的回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value小于0.05，3P-Value0.05B3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value0.05C3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value0.053P-VALUE=0.0021CP0.05X1X2。已知一組壽命（LifeTime）數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布。現(xiàn)在希望用Box-CoxLambdaLower?CLUpper?CLLambda0.221445(using95.0Estimate0.221445Lower?CL0.060195Upper?CL0.396962BestValueBox-CoxPlotofLifetime從此圖中可以得到結(jié)論：將原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后，可以化為正態(tài)分布。將原始數(shù)據(jù)求其0.2將原始數(shù)據(jù)求平方根后，可以化為正態(tài)分布。D.對(duì)原始數(shù)據(jù)做任何Box-CoxBBOX就是在所有的數(shù)做“Lambda”次方。為了研究軋鋼過(guò)程中的延伸量控制問(wèn)題,在經(jīng)24

A高水平為70cm。響應(yīng)變量Y（單位為cm。在代碼化后的回歸方程中，A4（未代碼化前程時(shí)，此回歸系數(shù)應(yīng)該是多少？A.40B.4C.0.4D.0.2C50=-1，70=160=0中回歸系數(shù)是4，即A每變化1（10cm，AY4；A1cm（原來(lái)的1/10，A引起的Y變化就是4/10=0.4A0.4300.65，對(duì)于兩變量間是否相關(guān)的判斷應(yīng)該是這樣的：A．由于樣本相關(guān)系數(shù)小于0.8,所以二者不相關(guān)B．由于樣本相關(guān)系數(shù)大于0.6,所以二者相關(guān)C．由于檢驗(yàn)兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系的樣本相關(guān)系數(shù)的臨界值與樣本量大小有關(guān),所以要查樣本相關(guān)系數(shù)表才能決定D．由于相關(guān)系數(shù)并不能完全代表兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系,本例信息量不夠,不可能得出判定結(jié)果P（r>ra）=α。這個(gè)函數(shù)是跟自由度（n-2）值有關(guān)的函數(shù)。自由度越（樣本越大小。Y（原始數(shù)據(jù)）X1X2建立的回歸方程為:y=2.2+30000x1+0.0003x2由此方程可以得到結(jié)論是:X1YX2YX1YX2YX2YX1YX1X2YX1，X2Y的影響，但不能說(shuō)明哪個(gè)影響顯著。首選X1X2X1為了判斷改革后的日產(chǎn)量是否比原來(lái)的200（千克）20201（千克。對(duì)此可以得到判斷：A．1日產(chǎn)量平均值為201（千克，確實(shí)比原來(lái)200（千克）有提高因?yàn)闆]有提供總體標(biāo)準(zhǔn)差的信息，因而不可能作出判斷不必提供總體標(biāo)準(zhǔn)差的信息，只要提供樣本標(biāo)準(zhǔn)差的信息就可以作出判斷D斷是否顯著。一般情況下需要知道樣本的標(biāo)準(zhǔn)偏Z=（u-X）/σ，查表才能判斷是否顯著。六西格瑪團(tuán)隊(duì)分析了歷史上本車間產(chǎn)量（Y）與溫度（X1）及反應(yīng)時(shí)間（X2）X1X2ANOVAA.結(jié)束回歸分析，將選定的回歸方程用于預(yù)報(bào)等B.好，看能否進(jìn)一步改進(jìn)模型及反應(yīng)時(shí)間量有影響，擴(kuò)大因子選擇的范圍B；45、殘差分析驗(yàn)證結(jié)論；6、給出結(jié)論Y30-X中，YX=195A.(23,35)B.(24,36)C.(20,38)D.(21,39)A（dd=2S/n=2*3/1=6A。A、B、C、D、E、F，

26-2AB、BC、AE、DE（Generators）EF=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(xiàn)=ABCB.E=BCD，F(xiàn)=ABCC.E=ABC，F(xiàn)=ABDD.E=ACD，F(xiàn)=BCDDABCABCABBC，E下列哪項(xiàng)設(shè)計(jì)是適合作為改進(jìn)階段開始的篩選實(shí)驗(yàn)（ScreeningExperiment：A.8B.8C.中心復(fù)合設(shè)計(jì)（CCD）D.Box-Behnken設(shè)計(jì)BDOEBox4A、B、C、D3MINITAB軟件計(jì)算，其結(jié)果如下：FactorialFit:yversusA,B,C,DAnalysisofVariancefory(codedunits)SourceDFSeqSSAdjSSAdjMSFPMainEffects48.161088.161082.0402722.870.0002-WayInteractions60.676590.676590.112761.260.369ResidualError80.713610.713610.08920Curvature10.025580.025580.025580.260.626LackofFit50.404630.404630.080930.570.735PureError20.283400.283400.14170Total189.55127MSE（MeanSquareError，即平均誤差均方和在本題中是：A.0.08920B.0.14170C.0.71361D.0.28340A解析殘差即residual，在minitab15版以后不會(huì)再出這個(gè)問(wèn)題。因?yàn)槭侵形牡摹Ｏ铝心姆N響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)肯定不具有旋轉(zhuǎn)性（Rotatability）A.CCDCentralCompositenB.CCI（中心復(fù)合有界設(shè)計(jì)，CentralCompositeInscribedDesign）C.CCF（中心復(fù)合表面設(shè)計(jì)，CentralCompositeFace-CenteredDesign）D.BB（BB設(shè)計(jì)，Box-BehnkenDesign）C解析表面設(shè)計(jì)不具有旋轉(zhuǎn)型。其他幾個(gè)都具備。BCDEF3AB、AC情況下，應(yīng)該選擇進(jìn)行：全因子試驗(yàn)C.部分實(shí)施的二水平正交試驗(yàn)，不增加中心點(diǎn)D.Plackett-Burman設(shè)計(jì)B解析全因子實(shí)驗(yàn)成本很高。一般采用部分因子試驗(yàn)，為了提高準(zhǔn)確性可以通過(guò)增加中心點(diǎn)的方法。在部分實(shí)施的因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，考慮了C，D，EF616（StructureTable）中，看到有二階交互作用效應(yīng)AB與CE相混雜（Confounded，除此之外還有另試驗(yàn)設(shè)計(jì)的分辯度（Resolution）是A．3B．4C．5D．6B4.（原題中有表4析過(guò)程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)至少要考慮7208154FullIII8FullIVIIIIIIIII16FullVIVIVIVIIIIIIIIIIIIIIIIII32FullVIIVIVIVIVIVIVIVIVIV64FullVIIVIVIVIVIVIVIVIV128FullVIIIVIVVIVIVIVIV78因子。16分辨度為4，8164所以可以增加到8正交試驗(yàn)著重看正交表中一共有多少列。16（L16）1515個(gè)因子，增加到8個(gè)因子當(dāng)然沒問(wèn)題了。這張表根本決定不了最多可以排多少因子，要8其重要性再?zèng)Q定是否選入。B，78164六西格瑪團(tuán)隊(duì)在研究過(guò)程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)要考慮8作用相混雜。除了應(yīng)安排4A.32次。B.16次。C.12（Plackett-BurmanD.8B解析受經(jīng)費(fèi)預(yù)算限制，實(shí)驗(yàn)次數(shù)不可能越多越44，1632可以，優(yōu)先選用16次。在進(jìn)行響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)中，常常選用CCDBOX-BeknkenBox-BeknkenB.CCDBox-BeknkenC.CCDBOX-BeknkenD.以上各項(xiàng)都對(duì)CCDBOXCCD20磚中隨機(jī)抽取5塊，測(cè)量其平面度（ns1粗略看來(lái)，生產(chǎn)是穩(wěn)定的。下面將每天52示。從這兩張圖中可以看出生產(chǎn)中存在什么問(wèn)題？生產(chǎn)根本不穩(wěn)定。平面度指標(biāo)不服從正態(tài)分布動(dòng)較大這兩張圖什么問(wèn)題也不能說(shuō)明。解析原圖無(wú)法貼出，但是根據(jù)第一張圖，貌似（可能是班次原因或者其他原因等引起）某企業(yè)希望分析其加工軸棒的直徑波動(dòng)情況并進(jìn)行過(guò)程控制。工序要求為Ф20±0.02在對(duì)直徑的測(cè)量時(shí)，有兩種意見，一是建議用塞/5199：100用控制圖500

控制圖5X.R10X.RCC。關(guān)系是：上下控制限的范圍一定與上下公差限的范圍相同上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍寬C.上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍窄D.上下控制限的范圍與上下公差限的范圍一般不能比較D解析規(guī)格限和控制限無(wú)關(guān)系。一位工程師每天收集了100~200他應(yīng)當(dāng)使用以下哪種控制圖？A.uB.npC.cD.pDpnpUC100方面的問(wèn)題的解決順序應(yīng)該是：程的異常變異原因，使過(guò)程達(dá)到受控。首先分析找出標(biāo)準(zhǔn)差過(guò)大的原因，然后減小變異。最小代價(jià)調(diào)整好均值。解決問(wèn)題的途徑。A解析過(guò)程不受控，要先讓其受控，然后讓均值靠近目標(biāo)值，最后縮減變異波動(dòng)小時(shí)從生產(chǎn)線上抽一部來(lái)作檢測(cè)，共連續(xù)監(jiān)測(cè)496332A.只能使用“Xbar-R兩者都可以使用，而以“Xbar-R的精度較好。AXbar-R、9696只能用單值-極差圖。在實(shí)施六西格瑪項(xiàng)目時(shí)，力場(chǎng)分析FieldAnalysis）方法可用于：A.查找問(wèn)題的根本原因B.證項(xiàng)目的實(shí)施效果C.確定方案實(shí)施可能帶來(lái)的好處和問(wèn)題D.定量分析變異源C解析力場(chǎng)分析用于分析阻力推動(dòng)力等，類似牛頓定律。阻力肯定因?yàn)閱?wèn)題，好處必定帶來(lái)推動(dòng)力。假設(shè)每次輪班可用時(shí)間為7.53015A.87B.93C.90D.85C/劃停機(jī)時(shí)間不算負(fù)荷時(shí)間。因此OEE=[(60*7+30)-15-15-30]/[(60*7+30)-15]=90是：A.TPM應(yīng)是團(tuán)隊(duì)工作來(lái)完成B.TPM強(qiáng)調(diào)一線員工積極參與C.TPM的目的是消除因機(jī)器操作產(chǎn)生的故障、缺陷、浪費(fèi)和損失D.TPM就是縮短故障維修時(shí)間

TPM限制理論（TOC,TheoryofConstraint）的主要關(guān)注領(lǐng)域是：A.顧客需求B.價(jià)值流C.準(zhǔn)時(shí)交付D.消除流程中的“瓶頸”D解析TOC就是針對(duì)瓶頸的限制的改善理論在質(zhì)量功能展開(QFD)中,質(zhì)量屋的“屋頂”三角形表示：A.工程特征之間的相關(guān)性B.顧客需求之間的相關(guān)性C.工程特性的設(shè)計(jì)目標(biāo)D.工程特征與顧客需求的相關(guān)性A解析，參見DFQ圖2010年六西格瑪黑帶考試試題：一,單選題:（1）1.在六西格瑪管理的組織結(jié)構(gòu)中,下面的陳述哪個(gè)是正確的:黑帶應(yīng)當(dāng)自主決定項(xiàng)目選擇綠帶的數(shù)量和素質(zhì)是推行六西格瑪獲得成功的關(guān)鍵因素倡導(dǎo)者對(duì)六西格瑪活動(dòng)整體負(fù)責(zé),確定前進(jìn)方向以上都不是這句話的含義是:企業(yè)雇傭了太多的檢驗(yàn)人員,對(duì)經(jīng)營(yíng)來(lái)說(shuō)是不經(jīng)濟(jì)的.質(zhì)量是設(shè)計(jì)和生產(chǎn)出來(lái)的,不是檢驗(yàn)出來(lái)的.在大多數(shù)情況下,應(yīng)該由操作人員自己來(lái)保證質(zhì)量,而不是靠檢驗(yàn)員保證.人工檢驗(yàn)的效率和準(zhǔn)確率較低,依靠檢驗(yàn)是不能保證質(zhì)量的.（1）3.在下列陳述中,不正確的是:六西格瑪管理僅是適合于制造過(guò)程質(zhì)量改進(jìn)的工具;六西格瑪管理是保持企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)持續(xù)改善的系統(tǒng)方法;六西格瑪管理是增強(qiáng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力和綜合素質(zhì)的管理模式;六西格瑪管理是不斷提高顧客滿意程度的科學(xué)方法.一.在下面的陳述中,哪些不是六西格瑪黑帶應(yīng)承擔(dān)的任務(wù):在倡導(dǎo)者(Champion)和資深黑帶(MBB)的指導(dǎo)下,帶領(lǐng)團(tuán)隊(duì)完成六西格瑪項(xiàng)目運(yùn)用六西格瑪管理工具方法,發(fā)現(xiàn)問(wèn)題產(chǎn)生的根本原因,確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會(huì);與倡導(dǎo)者資深黑帶以及項(xiàng)目相關(guān)方溝通,尋求各方的支持和理解;負(fù)責(zé)整個(gè)組織六西格瑪管理的部署,為團(tuán)隊(duì)確定六西格瑪管理推進(jìn)目標(biāo),分配資源并監(jiān)控進(jìn)展.（1）5.確定項(xiàng)目選擇及項(xiàng)目?jī)?yōu)先級(jí)是下列哪個(gè)角色的責(zé)任A.黑帶B.黑帶大師C.綠帶D.倡導(dǎo)者（8）6.在分析RX控制圖時(shí)應(yīng)XRRXXR以上答案都不對(duì)（1）7.下列說(shuō)法錯(cuò)誤的是:界定階段包括界定項(xiàng)目范圍,組成團(tuán)隊(duì).測(cè)量階段主要是測(cè)量過(guò)程的績(jī)效,即Y,在測(cè)量前要驗(yàn)證測(cè)量系統(tǒng)的有效性,找到并確認(rèn)影響Y的關(guān)鍵原因.YX并驗(yàn)證改進(jìn)措施.（3）8.在以下常用的QC新七種工具方法中,用于確定項(xiàng)目工期和關(guān)鍵路線的工具是:B.C.PDPCD.網(wǎng)絡(luò)圖（3）9.財(cái)務(wù),顧客,內(nèi)部業(yè)務(wù)流程,員工學(xué)習(xí)與成長(zhǎng)評(píng)價(jià)系統(tǒng),戰(zhàn)略管理系統(tǒng),內(nèi)部溝通系統(tǒng)業(yè)績(jī)考評(píng)系統(tǒng),財(cái)務(wù)管理系統(tǒng),內(nèi)部流程財(cái)務(wù)系統(tǒng),績(jī)效考核系統(tǒng),顧客關(guān)系管理系統(tǒng)（10）10.(QFD,QualityFunctionDeployment)中,首要的工作是:A.B.C.D.1110001016合格,合計(jì)32個(gè)缺陷,則DPMO為A.0.0032B.3200C.32000D.160012.下面列舉的工具中,哪個(gè)一般不是在項(xiàng)目選擇時(shí)常用的工具:A.排列圖(Pareto)B.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)C.QFDD.因果矩陣(3)13.六西格瑪項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)在明確項(xiàng)目范圍時(shí),應(yīng)采用以下什么工具A.因果圖B.SIPOC圖C.PDPC法D.頭腦風(fēng)暴法(3)14.哪種工具可以用于解決下述問(wèn)題:一項(xiàng)任務(wù)可以分解為許多作業(yè),這些作業(yè)相互依賴和相互制約,團(tuán)隊(duì)希望把各項(xiàng)作業(yè)之間的這種依賴和制約關(guān)系清晰地表示出來(lái),并通過(guò)適當(dāng)?shù)姆治稣页鲇绊戇M(jìn)度的關(guān)鍵路徑,從而能進(jìn)行統(tǒng)籌協(xié)調(diào).A.PDPC(過(guò)程決策程序圖)B.箭條圖(網(wǎng)絡(luò)圖)C.甘特圖D.關(guān)聯(lián)圖15.下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入了哪個(gè)發(fā)展階段團(tuán)隊(duì)的任務(wù)已為其成員所了解,但他們對(duì)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的最佳方法存在著分歧,團(tuán)隊(duì)成員仍首先作為個(gè)體來(lái)思考,并往往根據(jù)自己的經(jīng)歷做出決定.這些分歧可能引起團(tuán)隊(duì)內(nèi)的爭(zhēng)論甚至矛盾.A.形成期B.震蕩期C.規(guī)范期D.執(zhí)行期(4)16.在界定階段結(jié)束時(shí),下述哪些內(nèi)容應(yīng)當(dāng)?shù)靡源_定1,項(xiàng)目目標(biāo)2,項(xiàng)目預(yù)期的財(cái)務(wù)收益3,項(xiàng)目所涉及的主要過(guò)程4,項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)成員A.1;B.1和4;C.2和3;D.1,2,3和4.17.在項(xiàng)目特許任務(wù)書(TeamCharter)中,需要陳述"經(jīng)營(yíng)情況"(BusinessCase,也被稱為項(xiàng)目背景).該項(xiàng)內(nèi)容是為了說(shuō)明:A.為什么要做該項(xiàng)目;B.項(xiàng)目的目標(biāo);C.D.問(wèn)題產(chǎn)生的原因.(2)18FTY別是:FTY1=99;FTY2=97;FTY3=96.則個(gè)過(guò)程的流通合格率為A.92.2B.99C.96D.97.3(3)19.在談到激勵(lì)技巧時(shí),常常會(huì)基于馬斯洛(Maslow)的"人的五個(gè)基本需求"理論.馬斯洛認(rèn)為:人們的最初激勵(lì)來(lái)自于最低層次的需求,當(dāng)這個(gè)需求被滿足后,激勵(lì)便來(lái)自于下一個(gè)需求.那么,按照馬斯洛理論,人們需求層次從低到高的順序就是:安全需要→生存需要→尊重→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)步驟1步驟2步驟3生存需要→安全需要→尊重→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)生存需要→安全需要→歸屬感→尊重→成就或自我實(shí)現(xiàn)生存需要→安全需要→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)→尊重（2）20.劣質(zhì)成本的構(gòu)成是:內(nèi)部損失和外部損失成本不增值的預(yù)防成本+鑒定成本+內(nèi)部損失和外部損失成本不增值的預(yù)防成本+內(nèi)部損失和外部損失成本鑒定成本+內(nèi)部損失和外部損失成本38,10,6A.8B.10C.6D.

（3）22.下述網(wǎng)絡(luò)圖中,關(guān)鍵路徑是(時(shí)間單位:天)A.①-③-⑥-⑧-⑩B.①-③-⑥-⑨-⑩C.①-④-⑥-⑧-⑩D.①-④-⑥-⑨-⑩303測(cè)230依據(jù)實(shí)際生產(chǎn)的不良率,選擇成比例的合格及不合格樣品1010可以隨意設(shè)定比率,因?yàn)榇吮嚷逝c測(cè)量系統(tǒng)是否合格是無(wú)關(guān)的以上都不對(duì)程中,當(dāng)華氏度介于(70,90)之間時(shí),產(chǎn)量獲得率(以百分比計(jì)算)與溫度(以華氏度為單位)密切相關(guān)(相關(guān)系數(shù)為0.9),而且得到了回歸方程如下:Y=0.9X+32黑帶張先生希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1691034725834122312331416關(guān)系是:C=5/9(F–32)請(qǐng)問(wèn)換算后的相關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)各是多少0.91.620.90.90.90.50.50.5（5）25.對(duì)于流水線上生產(chǎn)的一大批二極管的輸出電壓進(jìn)行了測(cè)定.經(jīng)計(jì)算得知,它們的中位數(shù)為2.3V.58400X2.3V,X=258X可以斷言:X20020X20010X(180,220)上的均勻分布.X(190,210)上的均勻分布.房面積相差懸殊,分布一般會(huì)呈現(xiàn)出嚴(yán)重的右偏傾向.為了調(diào)查S1000測(cè)量了他們的住房面積.在這種情況下,代表一般住房狀況的最有代表性的指標(biāo)應(yīng)該是:樣本平均值(Mean)去掉一個(gè)最高值,去掉一個(gè)最低值,然后求平均樣本眾數(shù)(ModeD(Median)（5）27.在起重設(shè)備廠中,對(duì)于供應(yīng)商提供的墊片厚度很敏感.墊片厚度的公差限要求為12毫米±1毫米.供應(yīng)商對(duì)他們本月生產(chǎn)狀況的報(bào)告中只提供給出Cp=1.33,Cpk=1.00這兩個(gè)數(shù)據(jù).這時(shí)可以對(duì)于墊片生產(chǎn)過(guò)程得出結(jié)論說(shuō):120.25120.5毫米120.75以上結(jié)果都不對(duì)（6）28.下表是一個(gè)分組樣本分組區(qū)間(35,45](45,55](55,65](65,75]頻數(shù)3872則其樣本均值X近似為A.50B.54C.62D.64到來(lái)人數(shù)為平均值是8的泊松(Poisson)分布.若考慮每半分鐘到來(lái)的顧客分布,則此分布近似為:8(Poisson)分布4(Poisson)分布2(Poisson)分布分布類型將改變.（5）30.一批產(chǎn)品分一,二,三級(jí),其中一級(jí)品是二

級(jí)品的二倍,三級(jí)品是二級(jí)品的一半,若從該批產(chǎn)品中隨機(jī)抽取一個(gè),此產(chǎn)品為二級(jí)品的概率是A.1/3B.1/6C.1/7D.2/7（5）31.為調(diào)查呼吸阻塞癥在中國(guó)發(fā)病率,發(fā)了5000份問(wèn)卷.由于呼吸阻塞癥與嗜睡癥有密切關(guān)系,問(wèn)卷都是關(guān)于是否有嗜睡傾向的.后來(lái),問(wèn)卷只回收了約1000現(xiàn)呼吸阻塞癥患病率為12.對(duì)此比率數(shù)值是否準(zhǔn)確的判斷應(yīng)為:可以認(rèn)為此數(shù)是發(fā)病率的正確估計(jì)由于未回收問(wèn)卷較多,此值估計(jì)偏高由于未回收問(wèn)卷較多,此值估計(jì)偏低1000（6）32.28"Anderson-Darling","Ryan-Joiner(SimilartoShapiro-Wilk)"及"Kolmogorov–Smirnov"3種方法,但卻得到了3種不同結(jié)論:"Anderson-Darling"檢驗(yàn)p-value0.10Smirnov"檢驗(yàn)p-value>0.15判數(shù)據(jù)"正態(tài)".這時(shí)候正確的判斷是:按少數(shù)服從多數(shù)原則,判數(shù)據(jù)"正態(tài)".任何時(shí)候都相信"最權(quán)威方法".在正態(tài)分布檢驗(yàn)中,相信MINITAB軟件選擇的缺省方法"Anderson-Darling"是最優(yōu)方法,判數(shù)據(jù)"非正態(tài)".檢驗(yàn)中的原則總是"拒絕是有說(shuō)服力的",因而只要有一個(gè)結(jié)論為"拒絕"則相信此結(jié)果.因此應(yīng)判數(shù)據(jù)"非正態(tài)".此例數(shù)據(jù)太特殊,要另選些方法再來(lái)判斷,才能下結(jié)論.10010Poisson作410Poisson2.5Poisson0.4Poisson分布類型已改變10001001000平均壽命近似為均值是1000小時(shí),標(biāo)準(zhǔn)差為1000平均壽命近似為均值是1000小時(shí),標(biāo)準(zhǔn)差為100以上答案都不對(duì).（5）35.某供應(yīng)商送來(lái)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(jī)抽取32件,若發(fā)22A.72.4B.23.5C.95.9D.以上答案都不對(duì)500±15500碼,放在此臺(tái)秤上去稱重,測(cè)量20次,結(jié)果發(fā)現(xiàn)均值為510克,標(biāo)準(zhǔn)差為1克.這說(shuō)明:臺(tái)秤有較大偏倚(Bias),需要校準(zhǔn)臺(tái)秤有較大的重復(fù)性誤差,已不能再使用,需要換用精度更高的天平.臺(tái)秤存在較大的再現(xiàn)性誤差,需要重復(fù)測(cè)量來(lái)減小再現(xiàn)性誤差.測(cè)量系統(tǒng)沒有問(wèn)題,臺(tái)秤可以使用.本上無(wú)差異,但每次都要對(duì)初始狀態(tài)進(jìn)行設(shè)定,這時(shí),再現(xiàn)性誤差是指:被測(cè)對(duì)象不變,測(cè)量人員不變,各次獨(dú)立重復(fù)測(cè)量結(jié)果之間的差異;被測(cè)對(duì)象不變,在不同初始狀態(tài)的設(shè)定下,各次測(cè)量結(jié)果之間的差異;同一測(cè)量人員,對(duì)各個(gè)被測(cè)對(duì)象各測(cè)一次,測(cè)量結(jié)果之間的差異;以上都不是.（5）38.180±3毫米.在測(cè)量系統(tǒng)分析中發(fā)現(xiàn)重復(fù)性標(biāo)準(zhǔn)差為0.12毫米,再現(xiàn)性標(biāo)準(zhǔn)差為0.16毫米.從P/T的角度來(lái)分析,可以得到結(jié)論:本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是完全合格的本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的本測(cè)量系統(tǒng)從P/T角度來(lái)說(shuō)是不合格的上述數(shù)據(jù)不能得到P/T值,從而無(wú)法判斷30鉆空結(jié)果分析,其中心位置與規(guī)定中心點(diǎn)在水平方向的18統(tǒng)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)重復(fù)性(Repeatability)標(biāo)3(Reproducibility)標(biāo)準(zhǔn)差4/過(guò)程波動(dòng)的角度來(lái)分析,可以得到結(jié)論:本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R是完全合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R是勉強(qiáng)合格的本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R是不合格的上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過(guò)程波動(dòng)比從而無(wú)法判斷（5）40.對(duì)于正態(tài)分布的過(guò)程,有關(guān)pC,pkC和缺陷率的說(shuō)法,正確的是:根據(jù)pCpkC陷率pCpkCpCpkC以上說(shuō)法都不對(duì)pC=1.65,pkC=0.92應(yīng)該對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷:生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn),且過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差太大.生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn),過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差尚可.生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)尚可,但過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差太大.對(duì)于生產(chǎn)過(guò)程的均值偏離目標(biāo)情況及過(guò)程的標(biāo)準(zhǔn)差都不能作出判斷.測(cè).假定軸棒長(zhǎng)度的分布是對(duì)稱的(不一定是正態(tài)分布),分布中心與軸棒長(zhǎng)度目標(biāo)重合.對(duì)于100根軸棒,將超過(guò)目標(biāo)長(zhǎng)度者記為"+"號(hào),將小于目標(biāo)長(zhǎng)度者記為"-"號(hào).記N+為出現(xiàn)正號(hào)個(gè)數(shù)總和,則N+的分布近似為:(40,60)間的均勻分布.(45,55)間的均勻分布.5010505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(cè)點(diǎn),可檢出前道工序的缺陷,缺陷不可返修,問(wèn)此時(shí)整條線的初檢合格率是多少A.90B.98C.83.79D.83100到的結(jié)論是:A.此分布為對(duì)稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為均勻分布D.以上各結(jié)論都不能肯定（5）45.從參數(shù)λ=0.4的指數(shù)分布中隨機(jī)抽取容量為25的一個(gè)樣本,則該樣本均值∑==2，5，125，1，iixX的標(biāo)準(zhǔn)差近似為:A.0.4B.0.5C.1.4D.1.5（6）46.某藥廠最近研制出一種新的降壓藥,為了驗(yàn)證新的降壓藥是否有效,實(shí)驗(yàn)可按如下方式進(jìn)行:

選擇若干名高血壓病人進(jìn)行實(shí)驗(yàn),并記錄服藥前后的血壓值,然后通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析來(lái)驗(yàn)證該藥是否有效.對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用:P=95P=98P=90雙樣本均值相等性檢驗(yàn)配對(duì)均值檢驗(yàn)F方差分析（6）47.A否比B25后,測(cè)量并記錄了其厚度的數(shù)值,發(fā)現(xiàn)兩組數(shù)據(jù)都是正態(tài)分布.下面應(yīng)該進(jìn)行的是:A.兩樣本F檢驗(yàn)B.兩樣本T檢驗(yàn)TMann-Whitney（6）48.,M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(yùn)輸公司想驗(yàn)證此添加劑是否30車普通汽油及加注添加劑汽油各1060T配對(duì)樣本檢驗(yàn)C.FD.兩樣本非參數(shù)Mann-Whitney檢驗(yàn)經(jīng)六西格瑪項(xiàng)目改進(jìn)后,鋼筋抗拉強(qiáng)度似有提高.為了檢驗(yàn)鋼筋抗拉強(qiáng)度改進(jìn)后是否確有提高,改進(jìn)810值是否有顯著差異.經(jīng)檢驗(yàn),這兩組數(shù)據(jù)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(shí),用計(jì)算機(jī)計(jì)算得到下列結(jié)果.time95BonferroniConfidenceIntervalsforStDevs，Before，After20.017.515.012.510.07.55.0time，strength，BeforeAfter550540530520510F-Test0.181TestStatisticP-Value0.188Levene'sTestTestStatistic1.96P-ValueTestforEqualVariancesforstrengthTwo-sample T for strength_After strength_BeforeNMeanStDevSEMeanstrength_After10531.459.843.1strength_Before8522.445.882.1Difference=mu(strength_After)-(strength_Before)Estimatefordifference:9.0125095lowerboundfordifference:2.10405T-Testofdifference=0(vs>):T-Value=P-Value=0.018DF=16改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高,但抗拉強(qiáng)度的波動(dòng)也增加了.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高,但抗拉強(qiáng)度的波動(dòng)未變.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無(wú)提高,但抗拉強(qiáng)度的波動(dòng)增加了.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無(wú)提高,抗拉強(qiáng)度的波動(dòng)也未變.（6）50.A,B,C6行了單因素方差分析(ANOVA)后,得到結(jié)果如下所One-wayANOVA:productversusCatalystSourceDFSSMSFPCatalyst270.1135.0611.230.001Error1546.833.12Total17116.94S=1.767R-Sq=59.95R-Sq(adj)=54.61LevelNMeanA626.5001.871B621.6671.633C624.0001.789*******************************************

Tukey95SimultaneousConfidenceAllPairwiseComparisonsamongLevelsCatalystIndividualconfidencelevel=97.97Catalyst=Asubtractedfrom:CatalystLowerCenterUpperB-7.481-4.833-2.186C-5.147-2.5000.147Catalyst=Bsubtractedfrom:CatalystLowerCenterUpperC-0.3142.3334.981*******************************************Fisher95IndividualConfidenceIntervalsAllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalystSimultaneousconfidencelevel=88.31Catalyst=Asubtractedfrom:CatalystLowerCenterB-7.008-4.833-2.659C-4.674-2.500-0.326Catalyst=Bsubtractedfrom:CatalystLowerCenterUpperC0.1592.3334.508I類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為5,應(yīng)該選用的結(jié)論是:3采用Tukey方法,總第I類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)為5,其計(jì)算結(jié)果為:AC,BC但催化劑A的產(chǎn)量顯著高于催化劑B的產(chǎn)量.TukeyI類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)選定為5,其計(jì)算結(jié)果為:ACACBFisherI類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)皆選定為5,其計(jì)算結(jié)果為:3CCBAB（6）51.M公司生產(chǎn)墊片.在生產(chǎn)線上,隨機(jī)抽取100片墊片,發(fā)現(xiàn)其厚度分布均值為2.0mm,標(biāo)準(zhǔn)差0.2mm.1010總厚度的均值和方差為:A.均值2.0mm;方差0.2B.均值20mm;方差0.04C.均值20mm;方差0.4D.均值20mm;方差4（5）52.M在使用的是自動(dòng)數(shù)字式測(cè)電阻儀,不同的測(cè)量員間不再有什么差別,但在測(cè)量時(shí)要先設(shè)定初始電壓值VV3103V2復(fù)性(Repeatability)"和"測(cè)量系統(tǒng)的再現(xiàn)性(Reproducibility)"中,術(shù)語(yǔ)"再現(xiàn)性"應(yīng)這樣解釋:不使用不同的測(cè)員,就不再有"再現(xiàn)性"誤差了.VV在不同時(shí)間周期內(nèi),用此測(cè)電阻儀測(cè)量同一個(gè)機(jī)柜時(shí),測(cè)量值的波動(dòng)是"再現(xiàn)性"誤差.（5）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(shuō)法是:上須觸線終點(diǎn)為:7;下須觸線終點(diǎn)為:-3.5上須觸線終點(diǎn)為:8.5;下須觸線終點(diǎn)為:-3.5上須觸線終點(diǎn)為:7;下須觸線終點(diǎn)為:-4上須觸線終點(diǎn)為:8.5;下須觸線終點(diǎn)為:-4（6）54.強(qiáng)力變壓器公司的每個(gè)工人都操作自己的15臺(tái)繞線器生產(chǎn)同種規(guī)格的小型變壓器.原定的變壓之電壓比為2.50,但實(shí)際上的電壓比總有些誤差.為了分析究竟是什么原因?qū)е码妷罕茸儺愡^(guò)大,讓3個(gè)工人,每人都操作自己任意選定的101臺(tái)變壓器,對(duì)每臺(tái)變壓器都測(cè)量了260將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,進(jìn)行兩種方式分組的方差分析(Two-WayANOVA),分別計(jì)算出兩個(gè)因子的顯著性,并根據(jù)其顯著性所顯示的P值對(duì)變異原因作出判斷.將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子交叉(Crossed)的模型,用一般線性模型(GeneralLinearModel)計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子嵌套(Nested)的模型,用全嵌套模型(FullyNestedANOVA)計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法(GageRRStudy-Crossed),直接計(jì)算出工人及繞線器兩個(gè)因子方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.T兩總體也屬于多總體的特例,因此,所有兩總體TANOVA兩總體雖屬于多總體的特例,但兩總體均值相T(PowerANOVA高,因而不能用ANOVA方法替代.兩總體雖屬于多總體的特例,但兩總體均值相TANOVA而不能用ANOVA方法替代.兩總體雖屬于多總體的特例,但兩總體均值相TANOVAANOVA方法替代.（6）56.MZ產(chǎn)螺釘,其關(guān)鍵尺寸是根部的直徑.為了分析究竟是什么35臺(tái)機(jī)床,每人分別用這5車床各生產(chǎn)10個(gè)螺釘,共生產(chǎn)150個(gè)螺釘,對(duì)每個(gè)螺釘測(cè)量其直徑,得到150個(gè)數(shù)據(jù).為了分析直徑變異產(chǎn)生的原因,應(yīng)該:將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,進(jìn)行兩種方式分組的方差分析(Two-WayANOVA),分別計(jì)算出兩個(gè)因子的顯著性,并根據(jù)其顯著性所顯示的P值對(duì)變異原因作出判斷.將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子交叉(Crossed)的模型,用一般線性模型(GeneralLinearModel)計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子嵌套(Nested)的模型,用全嵌套模型(FullyNestedANOVA)計(jì)算出兩個(gè)因子的方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法(GageRRStudy-Crossed),直接計(jì)算出工人及螺釘兩個(gè)因子方差分量及誤差的方差分量,并根據(jù)這些方差分量的大小對(duì)變異原因作出判斷.（6）57.在選定Y為響應(yīng)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歸方程.在MINITAB軟件輸出的ANOVA表中,看到P-Value=0.0021.在統(tǒng)計(jì)分析的輸出中,找到了對(duì)各個(gè)回歸系031上的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的(即至少有1個(gè)以上的回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value小于0.05),不可能出現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的情況有可能出現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value0.05較多異常值,此時(shí)的結(jié)果已無(wú)意義,要對(duì)數(shù)據(jù)重新審核再來(lái)進(jìn)行回歸分析.有可能出現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value0.053

D.ANOVAP-VALUE=0.0021型效果不顯著,回歸根本無(wú)意義.（5）58.(LifeTimeBox-Cox在確定變換方法時(shí)得到下圖:LambdaStDev3210-1543210LowerCLUpperCLLimitLambda0.221445(using95.0confidencEstimate0.221445LowerCL0.060195UpperCL0.396962BestValueBox-CoxPlotofLife從此圖中可以得到結(jié)論:將原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后,可以化為正態(tài)分布.將原始數(shù)據(jù)求其0.2將原始數(shù)據(jù)求平方根后,可以化為正態(tài)分布.對(duì)原始數(shù)據(jù)做任何Box-Cox為正態(tài)分布.24A50cm,70cmYcm)A4.問(wèn),換算為原始變量(未代碼化前)的方程時(shí),此回歸系數(shù)應(yīng)該是多少A.40B.4C.0.4D.0.2（6）60.為了判斷兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系,抽取了30對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù).計(jì)算出了他們的樣本相關(guān)系數(shù)為0.65,對(duì)于兩變量間是否相關(guān)的判斷應(yīng)該是這樣的:0.8,所以二者不相關(guān)0.6,所以二者相關(guān)由于檢驗(yàn)兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系的樣本相關(guān)系數(shù)的臨界值與樣本量大小有關(guān),所以要查樣本相關(guān)系數(shù)表才能決定由于相關(guān)系數(shù)并不能完全代表兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系,本例信息量不夠,不可能得出判定結(jié)果（6）61.響應(yīng)變量Y與兩個(gè)自變量(原始數(shù)據(jù))X1及X2建立的回歸方程為