(完整版)六西格瑪試卷全套(含答案)

1、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(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(wèn)題產(chǎn)生的根本原因，確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會(huì)；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(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。2. 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3. 在分析XR 控制圖時(shí)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

2、X圖C. X 圖和R圖無(wú)關(guān)，應(yīng)單獨(dú)分析D. 以上答案都不對(duì)4. 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：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(duì) 六西格瑪 活動(dòng)整體負(fù)責(zé)，確定前進(jìn)方向D以上都不是5. 質(zhì)量管理大師戴明先生在其著名的質(zhì)量管理十四條中指出“停止依靠檢驗(yàn)達(dá)成質(zhì)量的做法”，這句話(huà)的含義是：A. 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。B. 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. 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。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。6

3、. 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(guò)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(yíng)業(yè)績(jī)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(mǎn)意程度的科學(xué)方法7. 下列說(shuō)法錯(cuò)誤的是:A. 界定階段包括界定項(xiàng)目范圍、組成團(tuán)隊(duì)。B. 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。C. 分析階段主要是針對(duì)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(duì)關(guān)鍵原因X 尋找改進(jìn)措施，并驗(yàn)證改進(jìn)措施。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

4、和關(guān)鍵路線(xiàn)的工具是：A. 親和圖B. 矩陣圖C. PDPC 法 D. 網(wǎng)絡(luò)圖9. 平衡記分卡 “”是由下述哪幾個(gè)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(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)C. 業(yè)績(jī)考評(píng)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(jī)效考核系統(tǒng)、顧客關(guān)系管理系統(tǒng)10. 在質(zhì)量功能展開(kāi)（QFD, Quality Function Deployment） 中，首要的工作是：A. 客戶(hù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估B. 技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估C. 決定客戶(hù)需求D. 評(píng)估設(shè)計(jì)特色11 .在某檢驗(yàn)點(diǎn)，對(duì)1000 個(gè)某零件進(jìn)行檢驗(yàn)，每個(gè)零件上有10 個(gè)缺陷機(jī)會(huì)，結(jié)果共發(fā)現(xiàn) 16 個(gè)零件不合格，合計(jì)3

5、2 個(gè)缺陷，則DPMO 為A. 0.0032 B. 3200 C. 32000 D. 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. QFD D. 因果矩陣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(lài)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(lài)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

6、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(shū)（Team Charter）中，需要陳述“經(jīng)營(yíng)情況”（

7、Business Case也被稱(chēng),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。18. 一個(gè)過(guò)程由三個(gè)工作步驟構(gòu)成（如圖所示），每個(gè)步驟相互獨(dú)立，每個(gè)步驟的一次合格率FTY 分別是：FTY1 = 99% ； FTY2 = 97% ； FTY3 = 96% 。則整個(gè)過(guò)程的流通合格率為A. 92.2%B. 99%C. 96%D. 97.3%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(mǎn)足后，激勵(lì)便來(lái)自于下一個(gè)需求。那么，

8、 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)步驟1 步驟 2 步驟 3B. 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?dú)w屬感尊重成就或自我實(shí)現(xiàn)D. 生存需要安全需要?dú)w屬感成就或自我實(shí)現(xiàn)尊重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21. 某生產(chǎn)線(xiàn)上順序有3 道工序，其作業(yè)時(shí)間分別是8 分鐘、 10 分鐘、 6 分鐘，則生產(chǎn)線(xiàn)的節(jié)拍是：A. 8 分鐘B. 10 分鐘C. 6 分鐘D.

9、 以上都不對(duì)22. 下述網(wǎng)絡(luò)圖中，關(guān)鍵路徑是？（時(shí)間單位：天）A. B. C. D. 23. 對(duì)于離散型數(shù)據(jù)的測(cè)量系統(tǒng)分析，通常應(yīng)提供至少30 件產(chǎn)品，由3 個(gè)測(cè)量員對(duì)每件產(chǎn)品重復(fù)測(cè)量2 次，記錄其合格與不合格數(shù)目。對(duì)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(wú)關(guān)C. 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D. 以上都不對(duì)24. 美國(guó)工程師的項(xiàng)目報(bào)告中提到，在生產(chǎn)過(guò)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) （

10、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）請(qǐng)問(wèn)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0.525. 對(duì)于流水線(xiàn)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。 5 月 8 日上午，從該批隨機(jī)抽取了400 個(gè)二極管，對(duì)于它們的輸出電壓進(jìn)行了測(cè)定。記X 為

11、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(cè)此時(shí)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。26. 容易看到，在一個(gè)城市中不同收入者的住房面積相差懸殊，分布一般會(huì)呈現(xiàn)出嚴(yán)重的右偏傾向。為了調(diào)查S 市的住房狀況，隨機(jī)抽取了1000 個(gè)住戶(hù)，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：A樣本平均值（Mean）B 去掉一個(gè)最高值，去掉一個(gè)最低

12、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）27. 在起重設(shè)備廠(chǎng)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):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)12 毫米大約0.75 毫米D. 以上結(jié)果都不對(duì)28.下表是一個(gè)分組樣本分組區(qū)間（ 35， 45 （ 45， 55 （ 55， 65 （ 65，

13、75頻數(shù)38 7 2 則其樣本均值X 近似為A. 50B. 54C. 62D. 6429. 在某快餐店中午營(yíng)業(yè)期間內(nèi)，每分鐘顧客到來(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：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(lèi)型將改變。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. 2/731. 為調(diào)查呼吸阻塞癥在中國(guó)發(fā)病率，發(fā)了 500

14、0 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 份，對(duì)回答了問(wèn)卷的人進(jìn)行了檢測(cè)，發(fā)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：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(wèn)卷較多，此值估計(jì)偏高C. 由于未回收問(wèn)卷較多，此值估計(jì)偏低D. 1000 份太少，上述發(fā)病率的估計(jì)無(wú)意義32. 對(duì)于一組共28 個(gè)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“ Anderso-nDarling ，” “ Rya-nJoiner(Similar to Shapiro-Wilk ) ” 及 “ Kolmogo

15、rov Smirnov ”3種方法， 但卻得到了3 種不同結(jié)論:“ Anderso-nDarling 檢驗(yàn) ” p-value0.005因而判數(shù)據(jù)“非正態(tài) ”，“ Rya-nJoiner( Similar toShapiro-Wilk ) ” 檢驗(yàn) p-value0.10 以及 “ Kolmogorov Smirnov檢驗(yàn)”p-value0.15 都判數(shù)據(jù)“正態(tài) ”。 這時(shí)候正確的判斷是：A按少數(shù)服從多數(shù)原則，判數(shù)據(jù)“正態(tài) ”。8 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“ Anderso-nDarlin g”是最優(yōu)方法，判數(shù)據(jù)“非正態(tài) ”。C檢驗(yàn)

16、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) ”。D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。33. 已知化纖布每匹長(zhǎng)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(wèn)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(lèi)型已改變34. 從平均壽命為1000 小時(shí)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(shí)的指數(shù)

17、分布B. 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C. 平均壽命近似為均值是1000 小時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)差為100 小時(shí)的正態(tài)分布D. 以上答案都不對(duì)。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)現(xiàn) 2 個(gè)或 2 個(gè)以上的不良品就退貨，問(wèn)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(duì)36. 某企業(yè)用臺(tái)秤對(duì)某材料進(jìn)行稱(chēng)重，該材料重量要求的公差限為500± 15 克。 現(xiàn)將一個(gè) 500 克的砝碼，放在此臺(tái)秤上去稱(chēng)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

18、克。這說(shuō)明：A. 臺(tái)秤有較大偏倚(Bias) ，需要校準(zhǔn)B. 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。C. 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。D. 測(cè)量系統(tǒng)沒(méi)有問(wèn)題，臺(tái)秤可以使用。37. 在數(shù)字式測(cè)量系統(tǒng)分析中，測(cè)量人員間基本上無(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：A. 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； B. 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； C. 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； D. 以上都不是。38. 車(chē)床加工軸棒，其長(zhǎng)度的公差限為180

19、± 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：A. 本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是完全合格的B. 本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的C. 本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是不合格的D. 上述數(shù)據(jù)不能得到%P/T 值，從而無(wú)法判斷39. 在鉗工車(chē)間自動(dòng)鉆空的過(guò)程中，取 30 個(gè)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

20、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:A. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(RR%)來(lái)說(shuō)是完全合格的B. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(RR%)來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的C. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(RR%)來(lái)說(shuō)是不合格的D. 上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過(guò)程波動(dòng)比(RR%), 從而無(wú)法判斷40. 對(duì)于正態(tài)分布的過(guò)程,有關(guān)p C 、 pk C 和缺陷率的說(shuō)法，正確的是：A. 根據(jù)p C 不能估計(jì)缺陷率, 根據(jù) pk C 才能估計(jì)缺陷率B. 根據(jù)p C 和 pk C 才能估計(jì)缺陷率C. 缺陷率與p C 和 pk C 無(wú)關(guān)D. 以上說(shuō)法都不對(duì)41. 對(duì)于一個(gè)穩(wěn)定的分布為正態(tài)的生產(chǎn)過(guò)程

21、，計(jì)算出它的工序能力指數(shù)p C =1.65，pk C =0.92。這時(shí)，應(yīng)該對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷：A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。B 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。C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。D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。42. 假定軸棒生產(chǎn)線(xiàn)上，要對(duì)軸棒長(zhǎng)度進(jìn)行檢測(cè)。假定軸棒長(zhǎng)度的分布是對(duì)稱(chēng)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：A（ 40， 60）間的均勻分

22、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。43. 某生產(chǎn)線(xiàn)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：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(xiàn)的初檢合格率是多少？A. 90%B. 98%C. 83.79%D. 83%44. 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(shí)， 在一般情況下可以得到的結(jié)論是：A. 此分布為對(duì)稱(chēng)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45. 從參數(shù) =0.4的指數(shù)分布中隨

23、機(jī)抽取容量為25 的一個(gè)樣本，則該樣本均值=準(zhǔn)差近似為：A. 0.4B. 0.5C. 1.4D. 1.546. 某藥廠(chǎng)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 :A雙樣本均值相等性檢驗(yàn)B配對(duì)均值檢驗(yàn)CF 檢驗(yàn)D 方差分析47. 為了判斷A 車(chē)間生產(chǎn)的墊片的變異性是否比B 車(chē)間生產(chǎn)的墊片的變異性更小，各抽取 25 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)C 兩樣本配對(duì)差值的T

24、 檢驗(yàn)D 兩樣本 Mann-Whitney 秩和檢驗(yàn)48. 為了降低汽油消耗量，M 研究所研制成功一種汽油添加劑。該所總工程師宣稱(chēng)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(hào)汽車(chē)30 輛， 發(fā)給每輛汽車(chē)普通汽油及加注添加劑汽油各10 升， 記錄了每輛車(chē)用兩種汽油的行駛里程數(shù)，共計(jì)60 個(gè)數(shù)據(jù)。檢驗(yàn)添加劑是否有效的檢驗(yàn)方 法應(yīng)該是：B. 配對(duì)樣本檢驗(yàn)D. 兩樣本非參數(shù)Mann-Whitney 檢驗(yàn)A. 雙樣本均值相等性T 檢驗(yàn)。C. F 檢驗(yàn)49. 原來(lái)本車(chē)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

25、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(shí)，用計(jì)算機(jī)計(jì)算得到下列結(jié)果。Test for Equal Variances for strength F-Test0.181Test Statistic 1.96P-Value 0.188Levene's TestTest Statistic 1.96P-ValueTwo-sample T for strength_After vs strength_BeforeN Mean St

26、Dev SE Meanstrength_After 10 531.45 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(dòng)也增加了。

27、B. 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。C. 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。D. 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。50. 為了比較A、 B、 C 三種催化劑對(duì)硝酸氨產(chǎn)量的影響，在三種催化劑下，各生產(chǎn)了 6 批產(chǎn)品。進(jìn)行了單因素方差分析(ANOVA)后，得到結(jié)果如下所顯示。One-way ANOVA: product versus CatalystSourceDFSSMS FCatalyst270.1135.06Error1546.833.12Total17116.94S = 1.767 R-Sq59.95% R-Sq(adj)Level N M

28、ean StDev= 54.61%P11.230.001A 6 26.500 1.871B 6 21.667 1.633C 6 24.000 1.789Tukey 95% Simultaneous Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystIndividual confidence level = 97.97%Catalyst = A subtracted from:Catalyst Lower Center UpperB -7.481 -4.833 -2.186C -5.147 -2.500 0.

29、147Catalyst = B subtracted from:Catalyst Lower Center UpperC -0.314 2.333 4.981*Fisher 95% Individual Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of Catalyst Simultaneous confidence level = 88.31%Catalyst = A subtracted from:Catalyst Lower Center UpperB -7.008 -4.833 -2.659C -4.674 -2.

30、500 -0.326Catalyst = B subtracted from: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(shí)總的第I 類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為5%，應(yīng)該選用的結(jié)論是：A. 3 種催化劑效果無(wú)顯著差異。B. 采用 Tukey 方法，總第I 類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)為5%，其計(jì)算結(jié)果為：AC 間、 BC 間無(wú)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 Tukey 方法， 全部總體參加比較時(shí)，總第 I 類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)選定為5%， 其計(jì)算結(jié)果為： AC 間無(wú)顯著差異，但催化劑A 及 C 的產(chǎn)量都顯著高于催化

31、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(shí)，第I 類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)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。51. M 公司生產(chǎn)墊片。在生產(chǎn)線(xiàn)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(lái)，則這10 片墊片疊起來(lái)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. 均值20mm；方差0.4D. 均值20mm；方差452. M 車(chē)間

32、負(fù)責(zé)測(cè)量機(jī)柜的總電阻值。由于現(xiàn)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V， 這里對(duì) V 可以有 3 種選擇方法。作測(cè)量系統(tǒng)分析時(shí)，使用傳統(tǒng)方法，對(duì)10 個(gè)機(jī)柜，都用3 種不同選擇的V 值，各測(cè)量2 次。在術(shù)語(yǔ)“測(cè)量系統(tǒng)的重復(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?zhuān)篈. 不使用不同的測(cè)量員，就不再有“再現(xiàn)性 ”誤差了。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(gè)設(shè)定的V 值， 多次重復(fù)測(cè)量同樣一個(gè)機(jī)柜所引起的變異是“再現(xiàn)性 ”誤差。D.

33、 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。53. 在箱線(xiàn)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：A上須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：7；下須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：-3.5B上須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：8.5；下須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：-3.5C上須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：7；下須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：-4D上須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：8.5；下須觸線(xiàn)終點(diǎn)為：-454. 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(xiàn)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

34、的10 臺(tái)繞線(xiàn)器各生產(chǎn)1 臺(tái)變壓器，對(duì)每臺(tái)變壓器都測(cè)量了2 次電壓比數(shù)值，這樣就得到了共 60 個(gè)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(xiàn)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。B. 將工人及繞線(xiàn)器作為兩個(gè)因子，按兩個(gè)因子交叉(Crossed)的模型，用一般線(xiàn)性模型(GeneralLinear Model )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。C. 將工人及繞線(xiàn)器作為兩個(gè)因子，按兩個(gè)因子嵌套(Nested)的模型，用

35、全嵌套模型 ( FullyNested ANOVA) 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。D. 根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法(GageRR Study- Crossed) ，直接計(jì)算出工人及繞線(xiàn)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。55. 對(duì)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(shí)是否可以使用單因子的方差分析（ANOV A）方法予以替代，這里有不同看法。正確的判斷是：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

36、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T 檢驗(yàn)的功效（Power）比ANOVA 方法要高，因而不能用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T 檢驗(yàn)的計(jì)算比ANOV A 方法要簡(jiǎn)單，因而不能用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T 檢驗(yàn)可以處理對(duì)立假設(shè)為單側(cè)（例如“大于 ”）的情形，而ANOV A 方法則只能處理雙側(cè)（即“不等于 ”）的問(wèn)題，因而不能用ANOVA 方法替代。56. M 公司中的Z 車(chē)間使用多臺(tái)自動(dòng)車(chē)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?qū)е轮睆阶?/p>

37、異過(guò)大，讓 3 個(gè)工人， 并隨機(jī)選擇5 臺(tái)機(jī)床， 每人分別用這5 車(chē)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：A. 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-Way ANOVA） ，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。B. 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(xiàn)性模型（ GeneralLinear Model）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。C. 將工人及螺釘

38、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（ Fully NestedANOVA）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。D. 根據(jù)傳統(tǒng)的測(cè)量系統(tǒng)分析方法（GageRR Study- 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。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)回歸系數(shù)是

39、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：A3 個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)中，應(yīng)該至少有1 個(gè)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(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B 有可能出現(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，這說(shuō)明數(shù)據(jù)本身有較多異常值，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。C 有可能出現(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，這說(shuō)明這 3 個(gè)自變量間可能有相關(guān)關(guān)系，這種情況很正常。D ANOV A 表中

40、的 P-VALUE=0.0021 說(shuō)明整個(gè)回歸模型效果不顯著，回歸根本無(wú) 意義。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(shí)得到下圖：LambdaLower?CL Upper?CLLimitLambda0.221445（using 95.0% confidence）Estimate 0.221445Lower?CL 0.060195Upper?CL 0.396962Best 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(duì)數(shù)后，可以化為正態(tài)分布。B. 將原始數(shù)

41、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(duì)原始數(shù)據(jù)做任何Box-Cox 變換，都不可能化為正態(tài)分布。59. 為了研究軋鋼過(guò)程中的延伸量控制問(wèn)題,在經(jīng)過(guò)2 水平的 4 個(gè)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(zhǎng)度，低水平是50cm，高水平為70cm。響應(yīng)變量Y 為延伸量（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(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. 0.260. 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(guān)測(cè)數(shù)據(jù)。計(jì)算出了他們的樣本相

42、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：A由于樣本相關(guān)系數(shù)小于0.8,所以二者不相關(guān)8 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y = 2.2+30000× 1+0.0003×2由此方程可以得到結(jié)論是:A. X1 對(duì)Y的影響比X2對(duì)Y的影響要顯著得多B. X1 對(duì)Y的影響比X2對(duì)Y的影響相同

43、C. X2 對(duì)Y的影響比X1對(duì)Y的影響要顯著得多D. 僅由此方程不能對(duì)X1 及 X2 對(duì) Y 影響大小作出判定62. 為了判斷改革后的日產(chǎn)量是否比原來(lái)的200 （千克）有所提高，抽取了20 次日產(chǎn)量，發(fā)現(xiàn)日產(chǎn)量平均值為201（千克） 。對(duì)此可以得到判斷：A只提高1 千克，產(chǎn)量的提高肯定是不顯著的B日產(chǎn)量平均值為201（千克），確實(shí)比原來(lái)200（千克）有提高C因?yàn)闆](méi)有提供總體標(biāo)準(zhǔn)差的信息，因而不可能作出判斷D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63. 六西格瑪團(tuán)隊(duì)分析了歷史上本車(chē)間產(chǎn)量（Y）與溫度（X1 ）及反應(yīng)時(shí)間（X2）的記錄。建立了Y 對(duì)于 X1 及 X2 的線(xiàn)

44、性回歸方程，并進(jìn)行了ANOVA、回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)、相關(guān)系數(shù)計(jì)算等，證明我們選擇的模型是有意義的，各項(xiàng)回歸系數(shù)也都是顯著的。下面應(yīng)該進(jìn)行：A. 結(jié)束回歸分析，將選定的回歸方程用于預(yù)報(bào)等B. 進(jìn)行殘差分析，以確認(rèn)數(shù)據(jù)與模型擬合得是否很好，看能否進(jìn)一步改進(jìn)模型C. 進(jìn)行響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)，選擇使產(chǎn)量達(dá)到最大的溫度及反應(yīng)時(shí)間D. 進(jìn)行因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)，看是否還有其它變量也對(duì)產(chǎn)量有影響，擴(kuò)大因子選擇的范圍64. 回歸方程Y = 30 X中， Y 的誤差的方差的估計(jì)值為9， 當(dāng) X = 1 時(shí)， Y 的 95%的近似預(yù)測(cè)區(qū)間是A. （23,35）B. （24,36）C. （20,38）D. （21,39）65.

45、某工序過(guò)程有六個(gè)因子A、 B、 C、 D、 E、 F，工程師希望做部分因子試驗(yàn)確定主要的影響因素，準(zhǔn)備采用26-2 設(shè)計(jì)， 而且工程師根據(jù)工程經(jīng)驗(yàn)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=ABCC. E=ABC， F=ABDB. E=BCD ， F=ABCD. E=ACD ， F=BCD66. 下列哪項(xiàng)設(shè)計(jì)是適合作為改進(jìn)階段開(kāi)始的篩選實(shí)驗(yàn)（Screening Experiment） ：A. 8 因子

46、的全因子實(shí)驗(yàn)B. 8 因子的部分因子實(shí)驗(yàn)C. 中心復(fù)合設(shè)計(jì)（CCD）D. Box-Behnken 設(shè)計(jì)67. 在 4 個(gè)因子 A、 B、 C、 D 的全因子設(shè)計(jì)中，增加了3 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：Factorial Fit: y versus A, B, C, DAnalysis of Variance for y (coded units)Source DF Seq SS Adj SS Adj MS F PMain Effects 4 8.16108 8.16108 2.04027 22.87 0.0002-Way Interactions 6

47、 0.67659 0.67659 0.11276 1.26 0.369Residual Error 8 0.71361 0.71361 0.08920Curvature 1 0.02558 0.02558 0.02558 0.26 0.626Lack of Fit 5 0.40463 0.40463 0.08093 0.57 0.735Pure Error 2 0.28340 0.28340 0.14170Total 18 9.55127在正交試驗(yàn)中，假定數(shù)據(jù)在擬合線(xiàn)性模型后，試驗(yàn)數(shù)據(jù)的殘差有共同的方差，對(duì)于方差的估計(jì)量應(yīng)該是MSE（ Mean Square Error，即平均誤差均方和） ，

48、在本題中是：A. 0.08920 B. 0.14170C. 0.71361 D. 0.2834068. 下列哪種響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)肯定不具有旋轉(zhuǎn)性（Rotatability）A. CCD （中心復(fù)合設(shè)計(jì)，Central Composite Design）B. CCI （中心復(fù)合有界設(shè)計(jì)，Central Composite Inscribed Design）C. CCF（中心復(fù)合表面設(shè)計(jì)，Central Composite Face-Centered Design）D. BB （ BB 設(shè)計(jì)， Box-Behnken Design）69. 經(jīng)過(guò)團(tuán)隊(duì)的頭腦風(fēng)暴確認(rèn)，影響過(guò)程的因子有A、 B、 C、 D、

49、 E 及 F 共六個(gè)。其中除因子的主效應(yīng)外，還要考慮3 個(gè)二階交互效應(yīng)AB 、 AC 及 DF，所有三階以上交互作用可以忽略不計(jì)。由于試驗(yàn)成本較高，限定不可能進(jìn)行全面的重復(fù)試驗(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：A. 全因子試驗(yàn)B. 部分實(shí)施的二水平正交試驗(yàn)，且增加若干中心點(diǎn)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)70. 在部分實(shí)施的因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，考慮了A， B， C， D， E 及 F 共 6 個(gè)因子，準(zhǔn)備進(jìn)行16 次試驗(yàn)。在計(jì)算機(jī)提供的混雜別名結(jié)構(gòu)表（Alias Structure Table）中，看到

50、有二階交互作用效應(yīng)AB 與 CE 相混雜 （ Confounded） ， 除此之外還有另一些二階交互作用效應(yīng)相混雜，但未看到任何主效應(yīng)與某二階交互作用效應(yīng)相混雜。此時(shí)可以斷定本試驗(yàn)設(shè)計(jì)的分辯度（Resolution）是A3B4C5D671. 在部分實(shí)施的因子設(shè)計(jì)中，如何利用下面這張表格來(lái)制訂試驗(yàn)計(jì)劃非常重要。六西格瑪 團(tuán)隊(duì)在分析過(guò)程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)至少要考慮7 個(gè)因子。經(jīng)費(fèi)的限制使得連中心點(diǎn)在內(nèi)的試驗(yàn)總次數(shù)不能超過(guò)20 次。對(duì)于在試驗(yàn)中是否應(yīng)考慮第8 個(gè)因子，大家意見(jiàn)不統(tǒng)一。你贊成下列哪個(gè)人的意見(jiàn)？A 由 7 個(gè)因子增加到8 個(gè)因子， 必然要增加試驗(yàn)次數(shù)，既然試驗(yàn)總次數(shù)限定了，不可能考慮增

51、加此因子。B 從表中看到，7 個(gè)因子在16 次試驗(yàn)時(shí)可以達(dá)到分辨度為4， 8 個(gè)因子在16 次試驗(yàn)時(shí)也可以達(dá)到分辨度為4，多增加因子沒(méi)使試驗(yàn)計(jì)劃分辨度減小，所以可以增加到 8 個(gè)因子。C 正交試驗(yàn)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，可以一直增加到15 個(gè)因子，增加到8 個(gè)因子當(dāng)然沒(méi)問(wèn)題了。D 這張表根本決定不了最多可以排多少因子，要根據(jù)實(shí)際經(jīng)驗(yàn)判斷第8 個(gè)因子是否重要，然后根據(jù)其重要性再?zèng)Q定是否選入。72. 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 個(gè)因子。經(jīng)費(fèi)的限制使得試驗(yàn)總次數(shù)應(yīng)盡可能地少，但仍希望不要使主效應(yīng)與二階交互作用相混雜。除

52、了應(yīng)安排4 個(gè)中心點(diǎn)外，對(duì)于還該進(jìn)行多少次試驗(yàn)，大家意見(jiàn)不一致。參考有關(guān)表格，你贊成下列哪個(gè)人的意見(jiàn)？A. 32 次。B. 16 次。C. 12 次( Plackett-Burman 設(shè)計(jì)) 。D. 8 次。73. 在進(jìn)行響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)中，常常選用CCD 方法而不用BOX-Beknken 設(shè)計(jì)，其最主要理由是：A. CCD 有旋轉(zhuǎn)性，而B(niǎo)ox-Beknken 設(shè)計(jì)沒(méi)有旋轉(zhuǎn)性B. CCD 有序貫性，而B(niǎo)ox-Beknken 設(shè)計(jì)沒(méi)有序貫性C. CCD 試驗(yàn)點(diǎn)比BOX-Beknken 設(shè)計(jì)試驗(yàn)點(diǎn)少D. 以上各項(xiàng)都對(duì)74. 光潔磁磚廠(chǎng)在20 天內(nèi)，每天從當(dāng)日生產(chǎn)的磁磚中隨機(jī)抽取5 塊，測(cè)量其平面度(F

53、latness) ，并求出其平均值。其平均值的趨勢(shì)圖如圖1 所示。粗略看來(lái)，生產(chǎn)是穩(wěn)定的。下面將每天5 塊磁磚的平面度數(shù)值全部直接畫(huà)出，則其趨勢(shì)圖如圖2 所示。從這兩張圖中可以看出生產(chǎn)中存在什么問(wèn)題？A. 生產(chǎn)根本不穩(wěn)定。B. 平面度指標(biāo)不服從正態(tài)分布C. 每天內(nèi)的平面度波動(dòng)不大，但每天間的平面度波動(dòng)較大D. 這兩張圖什么問(wèn)題也不能說(shuō)明。IndexMean12 4 6 8 10 12 14 16 18 204.704.654.604.554.504.454.40Time Series Plot of Mean1圖 1 平面度日平均值趨勢(shì)圖Index x1 10 20 30 40 50 60 70 80 90 1004.74.64.54.44.3Time Series Plot of x圖 2 每塊磁磚平面度趨勢(shì)圖75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 20± 0.02毫米。在對(duì)直徑的測(cè)量時(shí)，有兩種意見(jiàn)，一是建議用塞規(guī)，測(cè)量結(jié)果為通過(guò) /不通過(guò)，每分鐘可測(cè)5 根； 另一種意見(jiàn)是采用游標(biāo)卡尺測(cè)出具體直徑值，每分鐘只能測(cè) 1 根軸。經(jīng)驗(yàn)表明，軸的合格率為99%左右。若希