2020年中質(zhì)協(xié)黑帶考試試卷含答案匯編

1、學(xué)習(xí)好資料解答中質(zhì)協(xié)黑帶考試試卷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(yīng)承擔(dān)的 任務(wù)：A.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B.運(yùn)用六西格瑪管理工具方法，發(fā)現(xiàn)問題產(chǎn)生的根本原因，確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會；C.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；D.負(fù)責(zé)整個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。D解析：分配資源、監(jiān)控進(jìn)程是champion的職責(zé)。2.確定項(xiàng)目選擇及項(xiàng)目優(yōu)先級是下列哪個角色的責(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

2、決定項(xiàng)目是否需要開展，并制定優(yōu)先級3.在分析X-R控制圖時應(yīng)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(guān)，應(yīng)單獨(dú)分析D.以上答案都不對B解析，Xbar-R控制圖，先分析組內(nèi)極差情況，如果組內(nèi)極差失控，要首先解決組內(nèi)問題。（攘外必先安內(nèi)）4 .在六西格瑪管理的組織結(jié)構(gòu)中，下面的陳述哪個是正確的：A.黑帶應(yīng)當(dāng)自主決定項(xiàng)目選擇B .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C.倡導(dǎo)者對六西格瑪活動整體負(fù)責(zé)，確定前進(jìn)方向D,以上都不是C解析 項(xiàng)目選擇要經(jīng)過倡導(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)5 .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

3、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：A.企業(yè)雇傭了太多的檢驗(yàn)人員，對經(jīng)營來說是不經(jīng)濟(jì)的。B.質(zhì)量是設(shè)計(jì)和生產(chǎn)出來的，不是檢驗(yàn)出來的。C.在大多數(shù)情況下，應(yīng)該由操作人員自己來保證質(zhì)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)量管理更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料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(zhì)量改進(jìn)的工具；B.六西格瑪管理是保持企業(yè)經(jīng)營業(yè)績持續(xù)改善的系統(tǒng)方法；C.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；D.六西格瑪管理是不斷提高顧客滿意程度的科學(xué)方法。A解析，六西格瑪最早

4、應(yīng)用于制造業(yè)，但是后來在制造金融服務(wù)等行業(yè)都得到迅速發(fā)展，如美國銀行、中 國平安、攜程網(wǎng)等7 .下列說法錯誤的是：A.界定階段包括界定項(xiàng)目范圍、組成團(tuán)隊(duì)。8 .測量階段主要是測量過程的績效，即Y,在測量前要驗(yàn)證測量系統(tǒng)的有效性，找到并確認(rèn)影響 Y的關(guān)鍵原因。C.分析階段主要是針對 Y進(jìn)行原因分析，找到并驗(yàn)證關(guān)鍵原因。D.改進(jìn)階段主要是針對關(guān)鍵原因X尋找改進(jìn)措施，并驗(yàn)證改進(jìn)措施。B解析“確認(rèn)影響 Y的關(guān)鍵原因”是 A階段的任務(wù)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：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

5、的圖。9 . “平衡記分卡”是由下述哪幾個維度構(gòu)成的：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B.評價系統(tǒng)、戰(zhàn)略管理系統(tǒng)、內(nèi)部溝通系統(tǒng)C.業(yè)績考評系統(tǒng)、財(cái)務(wù)管理系統(tǒng)、內(nèi)部流程D.財(cái)務(wù)系統(tǒng)、績效考核系統(tǒng)、顧客關(guān)系管理系統(tǒng)A解析BSC從四個方面考核績效：員工、流程、財(cái)務(wù)、顧客10 .在質(zhì)量功能展開(QFD, Quality Function Deployment) 中，首要的工作是 ：A.客戶競爭評估B.技術(shù)競爭評估C.決定客戶需求D.評估設(shè)計(jì)特色C DFSS中運(yùn)用QFD第一步要將客戶所需搞清楚11 .在某檢驗(yàn)點(diǎn)，對 1000個某零件進(jìn)行檢驗(yàn)，每個零件上有 10個缺陷機(jī)會，結(jié)果共發(fā)現(xiàn)16個零件

6、不合格，合計(jì)32個缺陷，則DPMO為A. 0.0032更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料B. 3200C.32000D.1600B解析分母1萬，分子32,則DPMO=32/1萬*100萬=320012.下面列舉的工具中，哪個一般不是在項(xiàng)目選擇時常用的工具：A.排列圖（Pareto）B.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)C. QFDD.因果矩陣B實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)DOE,是專門用來改善問題的工具，不能用來挖掘問題。13.六西格瑪項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)在明確項(xiàng)目范圍時，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B SIPOC又稱基礎(chǔ)流程圖或高階流程圖，是專門用于界定流程范圍的。先做 P然后做OC和SI14.哪種工具可以

7、用于解決下述問題：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，并通過適當(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B解析PDPC主要是運(yùn)用運(yùn)籌學(xué)的理念，將流程中可能遇到的阻礙點(diǎn)制定對應(yīng)變化的一種方法，防止方案屢屢修改。關(guān)聯(lián)圖是將有因果關(guān)系的因素連接起來，表達(dá)一種邏輯關(guān)系。網(wǎng)絡(luò)圖（箭條圖）是統(tǒng)籌法的概 念，將需要做的工作按照時間順序和從屬關(guān)系，用網(wǎng)絡(luò)形式表示的一種圖形，可以清楚的表示出相互的依 賴關(guān)系和制約關(guān)系等。15 .下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入

8、了哪個發(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)成員仍首先作為個體來思 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顧名思義更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料16 .在界定階段結(jié)束時，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。D項(xiàng)目章程十大要素包含上面全部17 .在項(xiàng)目特許任務(wù)書（Team Charter）中，需要陳述“經(jīng)營情況"（Business Case也被稱

9、為項(xiàng)目背景）。該項(xiàng)內(nèi) 容是為了說明：A.為什么要做該項(xiàng)目；B.項(xiàng)目的目標(biāo)；C.項(xiàng)目要解決的問題；D.問題產(chǎn)生的原因。A Business case說的是為何要做這個項(xiàng)目，如果不做這項(xiàng)目，目前存在的危害。18 .一個過程由三個工作步驟構(gòu)成（如圖所示） ，每個步驟相互獨(dú)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%A整個流程合格率一定低于每個流程的合格率，所以Ao19.在談到激勵技巧時，常常會基于馬斯洛（ Maslow）的“人的五個基本需求”理論。馬斯洛認(rèn)

10、為：人們 的最初激勵來自于最低層次的需求，當(dāng)這個需求被滿足后，激勵便來自于下一個需求。那么，按照馬斯洛 理論，人們需求層次從低到高的順序就是：A.安全需要-生存需要-尊重-歸屬感-成就或自我實(shí)現(xiàn)B.生存需要-安全需要-尊重-歸屬感-成就或自我實(shí)現(xiàn)C.生存需要-安全需要-歸屬感-尊重-成就或自我實(shí)現(xiàn)D.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。20.劣質(zhì)成本的構(gòu)成是：A.內(nèi)部損失和外部損失成本B.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C.不增值的預(yù)防成本+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更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料B解析COPQ是不增值

11、的成本和質(zhì)量損失成本，包含預(yù)防成本+鑒定成本+故障成本（損失成本）等21.某生產(chǎn)線上順序有 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(chǎn)線的節(jié)拍是：A. 8分鐘B. 10分鐘C. 6分鐘D.以上都不對B解析節(jié)拍時間Takt是流程中單位時間內(nèi)生產(chǎn)出一個產(chǎn)品或部件的時間，在多工序中，節(jié)拍時間是最長 的哪個工序時間。比如本題，由于各個工序（假定 ABC三工序）均是同步生產(chǎn)，所以 480分鐘內(nèi)，A工 序輸出60個產(chǎn)品，B工序輸出48個產(chǎn)品，C工序輸出80個，能夠在480分鐘內(nèi)輸出的產(chǎn)品只有 48個（B 瓶頸工序）。22.下述網(wǎng)絡(luò)圖中，關(guān)鍵路徑是？（時間單位：天）1 6 9 1034 72

12、 5 834 122 3 1 2331416A.B.C.一一一一D.一一一一C原圖無法貼出，僅作介紹，關(guān)鍵路徑是路徑時間最長的那條線。23.對于離散型數(shù)據(jù)的測量系統(tǒng)分析，通常應(yīng)提供至少30件產(chǎn)品，由3個測量員對每件產(chǎn)品重復(fù)測量2次，記錄其合格與不合格數(shù)目。對于30件產(chǎn)品的正確選擇方法應(yīng)該是：A.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B.至少10件合格，至少 10件不合格，這與實(shí)際生產(chǎn)狀態(tài)無關(guān)C.可以隨意設(shè)定比率，因?yàn)榇吮嚷逝c測量系統(tǒng)是否合格是無關(guān)的D.以上都不對B,24 .美國工程師的項(xiàng)目報告中提到，在生產(chǎn)過程中，當(dāng)華氏度介于（70,90）之間時 產(chǎn)量獲得率（以百分比計(jì)算）與溫度（

13、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）間的換算關(guān)系是：C = 5/9 （ F - 32）更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料請問換算后的相關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)各是多少?A.相關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為1.62B.相關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為 0.9C.相關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為 0.5D.相關(guān)系數(shù)為0.5,回歸系數(shù)為0.5A相關(guān)系數(shù)是變量間的關(guān)系，不隨計(jì)量單位的變化而變化，依舊是0.9,公示中的系數(shù)是回歸系數(shù)，將換算公式帶入回歸方程，可得Y=0.9*（9/5）X+b,可

14、見回歸系數(shù)大于 1,故A。25 .對于流水線上生產(chǎn)的一大批二極管的輸出電壓進(jìn)行了測定。經(jīng)計(jì)算得知，它們的中位數(shù)為2.3V。5月8日上午，從該批隨機(jī)抽取了400個二極管，對于它們的輸出電壓進(jìn)行了測定。記 X為輸出電壓比2.3V大的電子管數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，X=258支。為了檢測此時的生產(chǎn)是否正常。先要確定X的分布。可以斷言：A. X近似為均值是 200,標(biāo)準(zhǔn)差是 20的正態(tài)分布。B. X近似為均值是 200,標(biāo)準(zhǔn)差是 10的正態(tài)分布。C. X是（180, 220）上的均勻分布。D. X是（190, 210）上的均勻分布。B解析，因?yàn)橹形粩?shù)是 2.3,所以大于和小于 2.3的應(yīng)該相同，所以 400個二極

15、管應(yīng)該有200個大于2.3。對于每一次抽檢，因?yàn)闇y量結(jié)果不對其他測量結(jié)果產(chǎn)生影響，并且每次度數(shù)只有大于或小于2.3V兩種可能，檢驗(yàn)了 400次。這是一個典型的二項(xiàng)式分布， 并且概率p=0.5, n=400.依據(jù)二項(xiàng)式分布函數(shù)，E=np=200, （r=根號np （1-p）=根號400*0.25=10.故此分布式均值 200,標(biāo)準(zhǔn)差10的二項(xiàng)式分布（近似正態(tài)分布） 。26.容易看到，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(xiàn)出嚴(yán)重的右偏傾向。為了調(diào)查S市的住房狀況，隨機(jī)抽取了1000個住戶，測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：A.樣本平均值

16、（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(shù)（Mode）,即樣本分布中概率最高者。D 樣本中位數(shù)（Median）D財(cái)富分配只能用中位數(shù)，因?yàn)槭軆蓸O極限數(shù)據(jù)影響太大。國家統(tǒng)計(jì)局的人因?yàn)榛径际?“統(tǒng)計(jì)學(xué)學(xué)文盲”所以采用平均數(shù)，讓國民收入“被增長” 。27 .在起重設(shè)備廠中，對于供應(yīng)商提供的墊片厚度很敏感。墊片厚度的公差限要求為12毫米土 1毫米。供應(yīng)商對他們本月生產(chǎn)狀況的報告中只提供給出Cp=1.33, Cpk=1.00這兩個數(shù)據(jù)。這時可以對于墊片生產(chǎn)過程得出結(jié)論說：A.平均值偏離目標(biāo)12毫米 大約0.25毫米B.平均值偏離目標(biāo)12毫米 大約0.5毫米C.平均值偏離目標(biāo)

17、12毫米 大約0.75毫米D.以上結(jié)果都不對A解析Cp=1.33說明過程潛在能力尚可，但是過程能力指數(shù)Cpk=1.00說明不足。根據(jù) Cp和Cpk的計(jì)算公式可知，樣本均值=基準(zhǔn)值的時候，Cp=Cpk,當(dāng) 偏離基準(zhǔn)值的時候 Cpk<Cp.依據(jù)公式3 b =13-均值，6 （t*1.33=2 ,所以，13-均值=3 6=1/1.33=0.75 ,所以均值=12.25 （或 11.75）,即偏離目標(biāo)值 0.25更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料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(shù)3 8 7 2 ,則其樣本均值X近似為A. 50B. 54C.

18、62D. 64B解析第二組和第三組的數(shù)據(jù)多，所以 X近似值應(yīng)該在 5060之間，只有Bo也可以根據(jù)樣本分組估算 公式計(jì)算。29.在某快餐店中午營業(yè)期間內(nèi)，每分鐘顧客到來人數(shù)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。B泊松分布的特性是均值=方差，而且n個泊松分布相加依舊是柏松分布，一分鐘的泊松分布可看成2個半分鐘泊松分布的相加。30. 一批產(chǎn)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

19、的一半，若從該批產(chǎn)品 中隨機(jī)抽取一個，此產(chǎn)品為二級品的概率是A. 1/3B. 1/6C. 1/7D. 2/7解析a=2b, b=2c,貝U, a=4c,貝U, a b c分別為4c 2c c,所以a占4/7,b占2/7, c占1/7.隨機(jī)抽取b,概率 為2/731 .為調(diào)查呼吸阻塞癥在中國發(fā)病率，發(fā)了 5000份問卷。由于呼吸阻塞癥與嗜睡癥有密切關(guān)系，問卷都 是關(guān)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(jìn)行了檢測，發(fā)現(xiàn)呼吸阻塞癥患病率為12%。對此比率數(shù)值是否準(zhǔn)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)B.由于未回收問卷較多，此值估計(jì)偏高C.由于未回收問卷較多

20、，此值估計(jì)偏低D.1000份太少，上述發(fā)病率的估計(jì)無意義B解析，發(fā)放5000分只U回1/5,此值估計(jì)偏高32 .對于一組共28個數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。使用MINITAB 軟件，先后依次使用了“Anderson-Darling”,“Ryan-Joiner (Similar to Shapiro-Wilk )”及"Kolmogorov -Smirnov” 3 種方法，但卻得到了 3 種不同結(jié)論："Anderson-Darling ”檢3僉 p-value<0.005 因而判數(shù)據(jù)"非正態(tài)"，"Ryan-Joiner(Similar toShapi

21、ro-Wilk )” 檢3"p-value>0.10以及“Kolmogorov -Smirnov” 檢3p p-value>0.15都判數(shù)據(jù)"正態(tài)”。這時候正確的判 斷是：更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料A.按少數(shù)服從多數(shù)原則，判數(shù)據(jù)“正態(tài)”。B .任何時候都相信“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)” 。C.檢驗(yàn)中的原則總是“拒絕是有說服力的”，因而只要有一個結(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)”。D.此例數(shù)據(jù)太特殊，要另選些方法再來判斷，

22、才能下結(jié)論。C解析，只要一種檢測證明非正態(tài)，即非正態(tài)。33 .已知化纖布每匹長 100米，每匹布內(nèi)的瑕疵點(diǎn)數(shù)服從均值為10的Poisson分布?？p制一套工作服需要4米化纖布。問每套工作服上的瑕疵點(diǎn)數(shù)應(yīng)該是：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C解析泊松分布具有可加性，泊松分布的均值和方差相等。由 100米變成4米，可看成100米是由25個4米組成的泊松分布。34 .從平均壽命為1000小時壽命為指數(shù)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(shù)分布B.平

23、均壽命近似為均值是1000小時，標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為100小時的正態(tài)分布D.以上答案都不對。C解析指數(shù)分布均值等于標(biāo)準(zhǔn)偏差。指數(shù)分布不具備可加性，均值不會改變，標(biāo)準(zhǔn)偏差也不會改變。35 .某供應(yīng)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(jī)抽取 32件，若發(fā)現(xiàn)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C解析這是典型的二項(xiàng)式分布（概率已知，每次收取不對其他抽取產(chǎn)生影響，每次結(jié)果只有成功失敗兩種可能），則原題的概率是抽到 0 個不良和 1 個不

24、良概率，C320*0.01A0*0.99A32+O32-1*0.01A1*0.99A31=0.959.36.某企業(yè)用臺秤對某材料進(jìn)行稱重，該材料重量要求的公差限為500±15克?，F(xiàn)將一個 500克的祛碼,放在此臺秤上去稱重，測量20次，結(jié)果發(fā)現(xiàn)均值為 510克，標(biāo)準(zhǔn)差為1克。這說明：A.臺秤有較大偏倚（Bias）,需要校準(zhǔn)B.臺秤有較大的重復(fù)性誤差，已不能再使用，需要換用精度更高的天平。C.臺秤存在較大的再現(xiàn)性誤差，需要重復(fù)測量來減小再現(xiàn)性誤差。D.測量系統(tǒng)沒有問題，臺秤可以使用。A解析天平存在10g的偏倚，偏倚可以通過校準(zhǔn)消除。P/T=5.15/30<30% ,說明此天平的

25、GR&R還行。更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料37.在數(shù)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(jìn)行設(shè)定，這時，再現(xiàn) 性誤差是指：A.被測對象不變，測量人員不變，各次獨(dú)立重復(fù)測量結(jié)果之間的差異；B.被測對象不變，在不同初始狀態(tài)的設(shè)定下，各次測量結(jié)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(jié)果之間的差異；D.以上都不是。B解析再現(xiàn)性是再次測定的情況下發(fā)生的誤差，由于人不變，而每次都對設(shè)備進(jìn)行設(shè)定，已經(jīng)有了一個變化，所以Bo38.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)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

26、米。從%P/T的角度來分析，可以得到結(jié)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角度來說是勉強(qiáng)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(shù)據(jù)不能得到%P/T值，從而無法判斷B解析P/T是5.15（r/A =5.15*0.2/6=1/6，大于10% 小于30%。所以勉強(qiáng)合格。39.在鉗工車間自動鉆空的過程中，取 30個鉆空結(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/過程波

27、動的角度來分析，可以得到結(jié)論：A.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比（R&R%）來說是完全合格的B.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比（R&R%）來說是勉強(qiáng)合格的C.本測量系統(tǒng)從精確度/過程波動比（R&R%）來說是不合格的D.上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過程波動比（R&R%）,從而無法判斷C解析根據(jù)P/TV比，GR&R/（rt=5/8>30%,所以測量系統(tǒng)不合格40.對于正態(tài)分布的過程，有關(guān)Cp、Cpk和缺陷率的說法，正確的是：A.根據(jù)Cp不能估計(jì)缺陷率，根據(jù)C pk才能估計(jì)缺陷率B.根據(jù)Cp和C pk才能估計(jì)缺陷率C.缺陷率與Cp和C pk無關(guān)D.以上說法都

28、不對B解析有計(jì)算公式可知，僅靠 Cpk只能得出缺陷的范圍，聯(lián)合 Cp才能估算缺陷率。這也是為何常用Z值代替Cpk的原因。41.對于一個穩(wěn)定的分布為正態(tài)的生產(chǎn)過程，計(jì)算出它的工序能力指數(shù) Cp =1.65, C pk=0.92。這時，應(yīng) 該對生產(chǎn)過程作出下列判斷：A.生產(chǎn)過程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn)，且過程的標(biāo)準(zhǔn)差太大。B.生產(chǎn)過程的均值偏離目標(biāo)太遠(yuǎn)，過程的標(biāo)準(zhǔn)差尚可。C.生產(chǎn)過程的均值偏離目標(biāo)尚可，但過程的標(biāo)準(zhǔn)差太大。D.對于生產(chǎn)過程的均值偏離目標(biāo)情況及過程的標(biāo)準(zhǔn)差都不能作出判斷。B Cp是流程能力，Cpk是能力指數(shù)，Cp反映的是整個流程標(biāo)準(zhǔn)差占據(jù)容差的比例，反映的是過程能力；更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料

29、 而Cpk反映的還包含了過程均值距離目標(biāo)值的偏差。42.假定軸棒生產(chǎn)線上，要對軸棒長度進(jìn)行檢測。假定軸棒長度的分布是對稱的（不一定是正態(tài)分布），分布中心與軸棒長度目標(biāo)重合。對于100根軸棒，將超過目標(biāo)長度者記為“+”號，將小于目標(biāo)長度者記為“-”號。記N+為出現(xiàn)正號個數(shù)總和，則 N+的分布近似為：A. （40, 60）間的均勻分布。B. （45, 55）間的均勻分布。C.均值為50,標(biāo)準(zhǔn)差為10的正態(tài)分布。D.均值為50,標(biāo)準(zhǔn)差為5的正態(tài)分布。D解析這是符號檢驗(yàn)二項(xiàng)式分布的典型例子，在樣本數(shù)量大于30的時候可以近似為正態(tài)分布。其中均值是np=50,方差是np（1-p）=25 （所以（r=5）,

30、所以D43.某生產(chǎn)線有三道彼此獨(dú)立的工序，三道工序的合格率分別為：95%, 90%, 98%。如下圖所示：P=95% P=90% P=98%每道工序后有一檢測點(diǎn)，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%C解析此題是累計(jì)直通率的概念，三個合格率累積（連乘）=C44. 一批數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)量計(jì)算結(jié)果顯示，均值和中位數(shù)都是100。這時，在一般情況下可以得到的結(jié)論是：A.此分布為對稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為均勻分布D.以上各結(jié)論都不能肯定D解析不能確定分布類型，但是本題前提“一般意義上”，也就是說不考慮特殊情

31、況，分布多半會呈現(xiàn)對稱分布，即A （當(dāng)然這只是出題者一廂情愿的說法），故原題答案為 Ao45.從參數(shù)入=0.4的指數(shù)分布中隨機(jī)抽取容量為25的一個樣本，則該樣本均值準(zhǔn)差近似為:A. 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/入=1/0.4=2.5,由于樣本量為 25,根據(jù) 中心極限定理，新分布的（T =原西格瑪?shù)母枺颖玖浚?2.5/5=0.546.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：選擇若更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料干名高血壓病人進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，并記錄服藥前后的血壓值，然后通過統(tǒng)計(jì)分析來驗(yàn)證該

32、藥是否有效。對于該問 題應(yīng)采用：A.雙樣本均值相等性檢驗(yàn)B,配對均值檢驗(yàn)C. F檢驗(yàn)D.方差分析B解析，測量的是每個病人吃藥前后的血壓，因此數(shù)據(jù)配對，因此用配對T檢驗(yàn)，即B47.為了判斷 A車間生產(chǎn)的墊片的變異性是否比B車間生產(chǎn)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(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)C.兩樣本配對差值的T檢驗(yàn)D.兩樣本 Mann-Whitney秩和檢驗(yàn)A解析考慮的是變異性，即考察b ,數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，可以用F檢驗(yàn)和ANOVA檢驗(yàn)，本題選用 A48 .為了降低汽油消耗量，M研究所研制成功一種汽油添加劑。該所總工

33、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)證此添加劑是否有效，調(diào)集本公司各種型號汽車30輛，發(fā)給每輛汽車普通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(shù)，共計(jì) 60個數(shù)據(jù)。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.配對樣本檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.兩樣本非參數(shù) Mann-Whitney 檢驗(yàn)B解析原理同46題，是典型的配對數(shù)據(jù)，用配對 T檢驗(yàn)49 .原來本車間生產(chǎn)的鋼筋抗拉強(qiáng)度不夠高，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)前抽取8根鋼筋，改進(jìn)后抽取10根鋼筋，記錄了他們的抗拉強(qiáng)度。希望檢驗(yàn)兩種鋼

34、筋的抗拉強(qiáng)度平均值是否有顯著差異。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，用計(jì)算機(jī)計(jì)算得到下列結(jié)果。Test for Equal Variances for strength F-Test 0.181Test Statistic 2.80P-Value 0.188Levene's Test Test Statistic 1.96 P-ValueTwo-sample T for strength_After vs strength_BeforeNMean StDev SE Mean更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料strength_After 10531.45

35、9.84 3.1strength_Before 8522.445.88 2.1Difference = mu (strength_After) - mu (strength_Before)Estimate for difference: 9.0125095% lower bound for difference: 2.10405T-Test of difference = 0 (vs >): T-Value = 2.28 P-Value = 0.018 DF = 16A.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高，但抗拉強(qiáng)度的波動也增加了。B.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高，但抗拉強(qiáng)度的波動未變。C.改進(jìn)后平均

36、抗拉強(qiáng)度無提高，但抗拉強(qiáng)度的波動增加了。D.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無提高，抗拉強(qiáng)度的波動也未變。B解析，原圖無法貼出，發(fā)生了亂碼，但是可以從P看出。根據(jù)雙樣本T檢驗(yàn)，強(qiáng)度的確有所提高(p<0.05, 采用對立假設(shè))。采用等方差檢驗(yàn)，波動(方差)的 P彳1>0.05無差異。6批產(chǎn)品。進(jìn)行了單50.為了比較 A、B、C三種催化劑對硝酸氨產(chǎn)量的影響，在三種催化劑下，各生產(chǎn)了 因素方差分析(ANOVA)后，得到結(jié)果如下所顯示。One-way ANOV A: product versus CatalystSourceDFSSMSFCatalyst270.1135.0611.230.001Erro

37、r1546.833.12Total 17116.94S = 1.767 R-Sq = 59.95% R-Sq(adj) = 54.61%Level N Mean StDevA 6 26.500 1.871B 6 21.667 1.633C 6 24.000 1.789*Tukey 95% Simultaneous Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystIndividual confidence level = 97.97%Catalyst = A subtracted from:Catalyst

38、 Lower Center UpperB -7.481 -4.833 -2.186C -5.147 -2.500 0.147Catalyst = B subtracted from:Catalyst Lower Center UpperC -0.314 2.333 4.981更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料*Fisher 95% Individual Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of Catalyst Simultaneous confidence level = 88.31%Catalyst = A subtrac

39、ted from:Catalyst Lower Center UpperB -7.008 -4.833 -2.659C -4.674 -2.500 -0.326Catalyst = B subtracted from:(從 C 中減去 B 得：) Catalyst Lower Center UpperC 0.159 2.333 4.508由上面這些結(jié)果，如果我們希望兩兩比較時總的第I類錯誤風(fēng)險控制為5%,應(yīng)該選用的結(jié)論是：A. 3種催化劑效果無顯著差異。B.采用Tukey方法，總第I類錯誤風(fēng)險為 5%,其計(jì)算結(jié)果為：AC間、BC間無顯著差異，但催化劑 A的產(chǎn)量顯著高于催化劑B的產(chǎn)量。C.采用T

40、ukey方法，全部總體參加比較時，總第I類錯誤風(fēng)險選定為 5%,其計(jì)算結(jié)果為：AC間無顯著差異，但催化劑 A及C的產(chǎn)量都顯著高于催化劑B的產(chǎn)量。D.采用Fisher方法，多總體中任意二總體進(jìn)行比較時，第 I類錯誤風(fēng)險皆選定為5%,其計(jì)算結(jié)果為：3種催化劑下的產(chǎn)量都顯著不同。催化劑A的產(chǎn)量顯著高于催化劑C的產(chǎn)量，催化劑C的產(chǎn)量顯著高于催化劑B的產(chǎn)量，當(dāng)然催化劑 A的產(chǎn)量也顯著高于催化劑B的產(chǎn)量。B解析，對立假設(shè)具有優(yōu)先性，任何方法檢測出有差異既有差異，本題 P<0.05說明有差異。根據(jù) Fisher 方法，A-B , A-C不包含零值，既有顯著差異； B-C不包含零值，所以有顯著差異。根據(jù)

41、 Turkey方法，A-B 不包含零值，有差異，但是A-C, B-C均含有零值，無差異。一般意義上，在以上 4個選項(xiàng)中只有 D相對最合適。但是本題中有一個說明，即“希望兩兩比較時總的第I類錯誤風(fēng)險控制為5%”，也就是說要盡量減少拒絕原假設(shè)的概率，“能過則過”。故本題要選用 B,盡量承認(rèn)原假設(shè)?！撅@然這不是最好的選擇，有意將缺陷產(chǎn)品投向市場。增大二類錯誤的概率】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0.04C.均

42、值20mm；方差 0.4D.均值20mm；方差4C解析，十片疊加均值變成十倍。根據(jù)方差可加性，得 0.2*0.2*10=0.452. M車間負(fù)責(zé)測量機(jī)柜的總電阻值。由于現(xiàn)在使用的是自動數(shù)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(shè)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，使用傳統(tǒng)方法，對 10個機(jī)柜，都用 3種不同選擇的 V值，各測量 2次。在術(shù)語“測量系統(tǒng)的重復(fù)性 (Repeatability)"和"測量系統(tǒng)的再現(xiàn)性( Reproducibility )"中，術(shù)語"再現(xiàn)性"應(yīng)這樣解釋：A.不使用不同的測

43、量員，就不再有“再現(xiàn)性”誤差了。更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料B.不同的設(shè)定的 V值所引起的變異是“再現(xiàn)性”誤差。C,同一個設(shè)定的 V值，多次重復(fù)測量同樣一個機(jī)柜所引起的變異是“再現(xiàn)性”誤差。D.在不同時間周期內(nèi)，用此測電阻儀測量同一個機(jī)柜時，測量值的波動是“再現(xiàn)性”誤差。B解析，GR&R是一直存在的，這里的 Reproducibility是指設(shè)定不同的初始值，導(dǎo)致的測量誤差。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(diǎn)為：7;下須觸線終點(diǎn)為：-3.5B.上須觸線終點(diǎn)為：8.5;下須觸線終點(diǎn)為：-3.5C.上須

44、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解析須點(diǎn)是廂式圖中兩根線的端點(diǎn)，一般不是最大最小值，但也肯定不會超過最大值最小值（C砍掉，BD砍掉）。也可以計(jì)算上須點(diǎn)=Q3+1.5 （Q3-Q1 ） =4+1.5*3=8.5=7 （超過最大值，采用最大值），下須點(diǎn)=Q1-1.5（Q3-Q1） =1-1.5*3=-3.554.強(qiáng)力變壓器公司的每個工人都操作自己的15臺繞線器生產(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^大，讓3個工人，每人都操作自己任意選定的10臺繞線器各生產(chǎn) 1臺變

45、壓器，對每臺變壓器都測量了2次電壓比數(shù)值，這樣就得到了共 60個數(shù)據(jù)。為了分析電壓比變異產(chǎn)生的原因，應(yīng)該：A.將工人及繞線器作為兩個因子，進(jìn)行兩種方式分組的方差分析（ Two-Way ANOVA）,分別計(jì)算出兩個因 子的顯著性，并根據(jù)其顯著性所顯示的P值對變異原因作出判斷。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（General LinearModel ）計(jì)算出兩個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變異原因作出判斷。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（Fully NestedA

46、NOV A）計(jì)算出兩個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變異原因作出判斷。D.根據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法（GageRR Study- Crossed）,直接計(jì)算出工人及繞線器兩個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變異原因作出判斷。C解析，數(shù)據(jù)排列為工人 A對應(yīng)十個繞線器，每個繞線器對應(yīng)2個數(shù)據(jù)，屬于嵌套數(shù)據(jù)而不是交叉數(shù)據(jù)。故采用嵌套方差分析。55 .對于兩總體均值相等性檢驗(yàn)，當(dāng)驗(yàn)證了數(shù)據(jù)是獨(dú)立的且為正態(tài)后，還要驗(yàn)證二者的等方差性，然后就可以使用雙樣本的 T檢驗(yàn)。這時是否可以使用單因子的方差分析（ ANOVA）方法予以替代，這里有不同 看法。正確的判

47、斷是：A.兩總體也屬于多總體的特例，因此，所有兩總體均值相等性T檢驗(yàn)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 而不能用ANOV A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ANOV A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 情形，而 ANOVA方法則只能處理雙側(cè)（即“不等于 方法替代。T檢驗(yàn)的功效（Power）比ANOVA方法要高，因T檢驗(yàn)的af算比 ANOVA方法要簡單，因而不能用T檢驗(yàn)可以處理對立假設(shè)為單側(cè)（例如“大于”）的）的問題，因而不能用 ANOVA更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料A (D) ANOVA方法比T要高級，在可以

48、用 T的檢驗(yàn)中，一般都可用 ANOVA代替。雖然 ANOVA誠如 D所言，但是一旦判別 P值存在顯出差異后，可以通過比較均值大小判斷單側(cè)問題。但是本題標(biāo)準(zhǔn)答案是 D,估計(jì)是考慮到 A選項(xiàng)中的說法過于絕又實(shí)際應(yīng)用中ANOVA可以替代T檢驗(yàn)。56 . M公司中的Z車間使用多臺自動車床生產(chǎn)螺釘，其關(guān)鍵尺寸是根部的直徑。為了分析究竟是什么原因 導(dǎo)致直徑變異過大，讓 3個工人，并隨機(jī)選擇5臺機(jī)床，每人分別用這 5車床各生產(chǎn)10個螺釘，共生產(chǎn)150個螺釘，對每個螺釘測量其直徑，得到 150個數(shù)據(jù)。為了分析直徑變異產(chǎn)生的原因，應(yīng)該：A.將工人及螺釘作為兩個因子，進(jìn)行兩種方式分組的方差分析( Two-Way

49、ANOVA),分別計(jì)算出兩個因 子的顯著性，并根據(jù)其顯著性所顯示的P值對變異原因作出判斷。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(GeneralLinear Model )計(jì)算出兩個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 小對變異原因作出判斷。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(Fully NestedANOVA )計(jì)算出兩個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變異原因作出判斷。D.根據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法( GageRR Study- Crossed ),直接計(jì)

50、算出工人及螺釘兩個因子方差分量及 誤差的方差分量，并根據(jù)這些方差分量的大小對變異原因作出判斷。C解析，這組數(shù)據(jù)個格式是每個人對應(yīng) 5個機(jī)器，每個機(jī)器對應(yīng) 10個產(chǎn)品，屬于嵌套。因此選用 Nested ANOVA分析。(原體有歧義，C答案是說3人每個人都隨機(jī) 5臺機(jī)器，而不是隨即 5臺機(jī)器，讓這個3個 人使用。但是原題中“這 5臺”另一種讀法是隨機(jī)了 5臺機(jī)器，如果去掉“這”字會更好)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

51、各個回歸系 數(shù)是否為0的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。由此可以得到的正確判斷是：A. 3個自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)中，應(yīng)該至少有1個以上的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的(即至少有1個以上的回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value小于0.05),不可能出現(xiàn)3個自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的情況B.有可能出現(xiàn)3個自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的情況，這說明數(shù)據(jù)本身有較多異常值，此時的結(jié)果已無意義，要對數(shù)據(jù)重新審核再來進(jìn)行回歸分析。C.有可能出現(xiàn)3個自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的情況，這說明這3個自變量間可能有相關(guān)關(guān)系，這種情況很正常。D. ANOVA表中的P-VALUE=0.

52、0021說明整個回歸模型效果不顯著，回歸根本無意義。C解析P小于0.05說明回歸方程是顯著的，并且至少一個回歸系數(shù)顯著。但是不代表至少一個因子的回 歸系數(shù)顯著，比如可能是X1X2乘積的回歸系數(shù)顯著(即交互作用顯著)。58.已知一組壽命(Life Time )數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布?，F(xiàn)在希望用Box-Cox變換將其轉(zhuǎn)化為正態(tài)分布。在確定變換方法時得到下圖：LambdaLower?CL Upper?CLLambda0.221445(using 95.0% confidence)Estimate 0.221445Lower?CL 0.060195更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料Upper?CL 0.396962Be

53、st ValueBox-Cox Plot of Life time從此圖中可以得到結(jié)論：A.將原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后，可以化為正態(tài)分布。B.將原始數(shù)據(jù)求其 0.2次方后，可以化為正態(tài)分布。C.將原始數(shù)據(jù)求平方根后，可以化為正態(tài)分布。D.對原始數(shù)據(jù)做任何Box-Cox變換，都不可能化為正態(tài)分布。B介紹原圖無法貼出，僅作介紹，當(dāng)數(shù)據(jù)不正態(tài)后要用BOX轉(zhuǎn)換，變成正態(tài)數(shù)據(jù)才能分析。轉(zhuǎn)換方式就是在所有的數(shù)做“Lambda”次方。59.為了研究軋鋼過程中的延伸量控制問題，在經(jīng)過2水平的4個因子的全因子試驗(yàn)后，得到了回歸方程。其中，因子A代表軋壓長度，低水平是 50cm,高水平為 70cm。響應(yīng)變量 Y為延伸量（

54、單位為 cm）。在 代碼化后的回歸方程中，A因子的回歸系數(shù)是4。問，換算為原始變量（未代碼化前）的方程時，此回歸系數(shù)應(yīng)該是多少？A. 40B. 4C. 0.4D. 0.2C解析代碼化之后，50=-1 , 70=1 ,即60=0。代碼中回歸系數(shù)是 4,即A每變化1 （10cm）, A引起的Y 變化4;那么那么未代碼的時候， A每變化1cm （原來的1/10）, A引起的Y變化就是4/10=0.4。即A回歸系數(shù)0.460 .為了判斷兩個變量間是否有相關(guān)關(guān)系，抽取了 30對觀測數(shù)據(jù)。計(jì)算出了他彳門的樣本相關(guān)系數(shù)為0.65,對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

55、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C解析相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)符合P （r>ra）="。這個函數(shù)是跟自由度（n-2）值有關(guān)的函數(shù)。自由度越大（樣本越大）滿足相關(guān)性所需要的相關(guān)系數(shù)就越小。61 .響應(yīng)變量Y與兩個自變量（原始數(shù)據(jù)）X 1及X2建立的回D3方程為：y =2.2 + 30000x1 + 0.0003x2由此 方程可以得到結(jié)論是：A. X1對Y的影響比 X 2對Y的影響要顯著得多B. X1對丫的影響比X 2對丫的影響相同C. X2對Y的影響比 X 1對Y的影響要顯著得多D.僅由此方程不能對 X 1及X2對Y影響大小作出判定D解析回歸方程僅能說明 X1 , X2的單位變化對 Y的影響，但不能說明哪個影響顯著。首選 X1 X2的變更多精品文檔學(xué)習(xí)好資料化程度不能確定，可能 X1的變化非常微小，而 X2的變化很大。62 .為了判斷改革后的日產(chǎn)量是否比原來的200 （千克）有所提高，抽取了 20次日產(chǎn)