六西格瑪試卷全套含復(fù)習(xí)資料

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(yīng)擔(dān)當(dāng)?shù)娜蝿?wù)：

A.在提倡者（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)覺問題產(chǎn)生的根本緣由，確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會；

C.與提倡者資深黑帶以及項(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動目標(biāo)，安排資源并監(jiān)控進(jìn)展。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．提倡者

3.在分析X

R限制圖時(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

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)自主確定項(xiàng)目選擇

B．綠帶的數(shù)量和素養(yǎng)是推行六西格瑪獲得勝利的關(guān)鍵因素

C．提倡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

5.質(zhì)量管理大師戴明先生在其聞名的質(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：

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)狀況下，應(yīng)當(dāng)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)的效率和精確率較低，依靠檢驗(yàn)是不能保證質(zhì)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(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.六西格瑪管理是增加企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)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(xué)方法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)。

B.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)鍵緣由。

C.分析階段主要是針對Y進(jìn)行緣由分析，找到并驗(yàn)證關(guān)鍵緣由。

D.改進(jìn)階段主要是針對關(guān)鍵緣由X找尋改進(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

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(jià)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)

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

A.客戶競爭評估B.技術(shù)競爭評估C.確定客戶需求D.評估設(shè)計(jì)特色

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)覺16個零件不合格，合計(jì)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(xiàng)目選擇時(shí)常用的工具：

A.排列圖（Pareto）B.試驗(yàn)設(shè)計(jì)C.QFDD.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)采納以下什么工具？

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題：一項(xiàng)任務(wù)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(tuán)隊(duì)盼望把各項(xiàng)作業(yè)之間的這種依靠和制約關(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15.下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入了哪個發(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索，并往往依據(jù)自己的經(jīng)驗(yàn)做出確定。這些分歧可能引起團(tuán)隊(duì)內(nèi)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(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，須要陳述“經(jīng)營狀況”（BusinessCase,也被稱為項(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)生的緣由。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%

19.在談到激勵技巧時(shí)，經(jīng)常會基于馬斯洛（Maslow）的“人的五個基本需求”理論。馬斯洛認(rèn)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。則，依據(jù)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(shí)現(xiàn)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(shí)現(xiàn)C.生存須要→平安須要→歸屬感→敬重→成就或自我實(shí)現(xiàn)D.生存須要→平安須要→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)→敬重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)線上依次有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(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.①－④－⑥－⑨－⑩23.對于離散型數(shù)據(jù)的測量系統(tǒng)分析，通常應(yīng)供應(yīng)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)當(dāng)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24．美國工程師的項(xiàng)目報(bào)告中提到，在生產(chǎn)過程中，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）親密相關(guān)（相關(guān)系數(shù)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(guān)系是：C=5/9（F–32）請問換算后的相關(guān)系數(shù)和回來系數(shù)各是多少？A.相關(guān)系數(shù)為0.9，回來系數(shù)為1.62B.相關(guān)系數(shù)為0.9，回來系數(shù)為0.9

C.相關(guān)系數(shù)為0.9，回來系數(shù)為0.5D.相關(guān)系數(shù)為0.5，回來系數(shù)為0.5

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)覺，X=258支。為了檢測此時(shí)的生產(chǎn)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(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(xiàn)出嚴(yán)峻的右偏傾向。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。在這種狀況下，代表一般住房狀況的最有代表性的指標(biāo)應(yīng)當(dāng)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(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)備廠中,對于供應(yīng)商供應(yīng)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)商對他們本月生產(chǎn)狀況的報(bào)告中只供應(yīng)應(yīng)出Cp=1.33,Cpk=1.00這兩個數(shù)據(jù)。這時(shí)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)12毫米大約0.75毫米D.以上結(jié)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(shù)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(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。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.1/731.為調(diào)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(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)覺呼吸堵塞癥患病率為12%。對此比率數(shù)值是否精確的推斷應(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，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

32.對于一組共28個數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。運(yùn)用MINITAB軟件，先后依次運(yùn)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(jié)論:“Anderson-Darling”檢驗(yàn)p-value0.005因而判數(shù)據(jù)“非正態(tài)”，“Ryan-Joiner（SimilartoShapiro-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)候正確的推斷是：A．按少數(shù)聽從多數(shù)原則，判數(shù)據(jù)“正態(tài)”。B．任何時(shí)候都信任“最權(quán)威方法”。在正態(tài)分布檢驗(yàn)中，信任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“拒絕是有勸服力的”，因而只要有一個結(jié)論為“拒絕”則信任此結(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，要另選些方法再來推斷，才能下結(jié)論。33.已知化纖布每匹長100米，每匹布內(nèi)的瑕疵點(diǎn)數(shù)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(diǎn)數(shù)應(yīng)當(dāng)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(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)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。

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)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(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克的砝碼，放在此臺秤上去稱重，測量20次，結(jié)果發(fā)覺均值為510克，標(biāo)準(zhǔn)差為1克。這說明：A.臺秤有較大偏倚（Bias），須要校準(zhǔn)B.臺秤有較大的重復(fù)性誤差，已不能再運(yùn)用，須要換用精度更高的天平。C.臺秤存在較大的再現(xiàn)性誤差，須要重復(fù)測量來減小再現(xiàn)性誤差。D.測量系統(tǒng)沒有問題，臺秤可以運(yùn)用。

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(shí)，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。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(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角度來說是牽強(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，從而無法推斷

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)覺重復(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(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(qiáng)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(shù)據(jù)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(guān)pC,pkC和缺陷率的說法，正確的是：A.依據(jù)pC不能估計(jì)缺陷率,依據(jù)pkC才能估計(jì)缺陷率B.依據(jù)pC和pkC才能估計(jì)缺陷率C.缺陷率與pC和pkC無關(guān)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(chǎn)過程，計(jì)算出它的工序?qū)嵙χ笖?shù)pC=1.65，pkC=0.92。這時(shí)，應(yīng)當(dāng)對生產(chǎn)過程作出下列推斷：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)狀況及過程的標(biāo)準(zhǔn)差都不能作出推斷。

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（不確定是正態(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）間的勻稱分布。B．（45，55）間的勻稱分布。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點(diǎn)，可檢出前道工序的缺陷，缺陷不可返修,問此時(shí)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(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)，在一般狀況下可以得到的結(jié)論是：A.此分布為對稱分布B.此分布為正態(tài)分布C.此分布為勻稱分布D.以上各結(jié)論都不能確定

45.從參數(shù)λ=0.4的指數(shù)分布中隨機(jī)抽取容量為25的一個樣本，則該樣本均值Σ=準(zhǔn)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(yàn)證新的降壓藥是否有效，試驗(yàn)可按如下方式進(jìn)行：選擇若干名高血壓病人進(jìn)行試驗(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)證該藥是否有效。對于該問題,應(yīng)采納:

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

47.為了推斷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)覺兩組數(shù)據(jù)都是正態(tài)分布。下面應(yīng)當(dāng)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)

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(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(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)當(dāng)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)

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。盼望檢驗(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。

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(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。

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-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(jié)果，假如我們盼望兩兩比較時(shí)總的第I類錯誤風(fēng)險(xiǎn)限制為5%，應(yīng)當(dāng)選用的結(jié)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(fēng)險(xiǎn)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.采納Tukey方法，全部總體參與比較時(shí)，總第I類錯誤風(fēng)險(xiǎn)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.采納Fisher方法，多總體中隨意二總體進(jìn)行比較時(shí)，第I類錯誤風(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)線上，隨機(jī)抽取100片墊片，發(fā)覺其厚度分布均值為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0.04

C.均值20mm；方差0.4D.均值20mm；方差4

52.M車間負(fù)責(zé)測量機(jī)柜的總電阻值。由于現(xiàn)在運(yùn)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(shí)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(shí)，運(yùn)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)這樣說明：A.不運(yùn)用不同的測量員，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(shí)間周期內(nèi)，用此測電阻儀測量同一個機(jī)柜時(shí)，測量值的波動是“再現(xiàn)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(diǎn)為：7；下須觸線終點(diǎn)為：-3.5

B．上須觸線終點(diǎn)為：8.5；下須觸線終點(diǎn)為：-3.5

C．上須觸線終點(diǎn)為：7；下須觸線終點(diǎn)為：-4

D．上須觸線終點(diǎn)為：8.5；下須觸線終點(diǎn)為：-4

54.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，但事實(shí)上的電壓比總有些誤差。為了分析原委是什么緣由導(dǎo)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(chǎn)1臺變壓器，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)生的緣由，應(yīng)當(dāng)：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-WayANOVA），分別計(jì)算出兩個因子的顯著性，并依據(jù)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(jì)算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據(jù)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(jì)算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據(jù)這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。D.依據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法（GageRRStudy-Crossed），直接計(jì)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(jù)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(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，然后就可以運(yùn)用雙樣本的T檢驗(yàn)。這時(shí)是否可以運(yùn)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(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(yàn)的計(jì)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(yàn)可以處理對立假設(shè)為單側(cè)（例如“大于”）的情形，而ANOVA方法則只能處理雙側(cè)（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(yùn)用多臺自動車床生產(chǎn)螺釘，其關(guān)鍵尺寸是根部的直徑。為了分析原委是什么緣由導(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)生的緣由，應(yīng)當(dāng)：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-WayANOVA），分別計(jì)算出兩個因子的顯著性，并依據(jù)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(jì)算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據(jù)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(jì)算出兩個因子的方差重量及誤差的方差重量，并依據(jù)這些方差重量的大小對變異緣由作出推斷。D.依據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法（GageRRStudy-Crossed），直接計(jì)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(jù)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(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來方程。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，找到了對各個回來系數(shù)是否為0的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。由此可以得到的正確推斷是：A．3個自變量回來系數(shù)檢驗(yàn)中，應(yīng)當(dāng)至少有1個以上的回來系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的（即至少有1個以上的回來系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value小于0.05），不可能出現(xiàn)3個自變量回來系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的狀況B．有可能出現(xiàn)3個自變量回來系數(shù)檢驗(yàn)的P-Value都大于0.05的狀況，這說明數(shù)據(jù)本身有較多異樣值，此時(shí)的結(jié)果已無意義，要對數(shù)據(jù)重新審核再來進(jìn)行回來分析。C．有可能出現(xiàn)3個自變量回來系數(shù)檢驗(yàn)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(guān)關(guān)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(shù)據(jù)不為正態(tài)分布。現(xiàn)在盼望用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：

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(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。

59.為了探討軋鋼過程中的延長量限制問題,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(yīng)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(shù)是4。問，換算為原始變量（未代碼化前）的方程時(shí)，此回來系數(shù)應(yīng)當(dāng)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(guān)關(guān)系，抽取了30對觀測數(shù)據(jù)。計(jì)算出了他們的樣本相關(guān)系數(shù)為0.65，對于兩變量間是否相關(guān)的推斷應(yīng)當(dāng)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)表才能確定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

61.響應(yīng)變量Y與兩個自變量（原始數(shù)據(jù)）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(jié)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(chǎn)量是否比原來的200（千克）有所提高，抽取了20次日產(chǎn)量，發(fā)覺日產(chǎn)量平均值為201（千克）。對此可以得到推斷：A．只提高1千克，產(chǎn)量的提高確定是不顯著的B．日產(chǎn)量平均值為201（千克），確實(shí)比原來200（千克）有提高C．因?yàn)闆]有供應(yīng)總體標(biāo)準(zhǔn)差的信息，因而不可能作出推斷D．不必供應(yīng)總體標(biāo)準(zhǔn)差的信息，只要供應(yīng)樣本標(biāo)準(zhǔn)差的信息就可以作出推斷63.六西格瑪團(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）的記錄。建立了Y對于X1及X2的線性回來方程，并進(jìn)行了ANOVA,回來系數(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)回來系數(shù)也都是顯著的。下面應(yīng)當(dāng)進(jìn)行：A.結(jié)束回來分析，將選定的回來方程用于預(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產(chǎn)量有影響，擴(kuò)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(jì)值為9，當(dāng)X=1時(shí)，Y的95%的近似預(yù)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(yàn)確定主要的影響因素，打算采納26-2設(shè)計(jì)，而且工程師依據(jù)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(xiàn)=ABCB.E=BCD，F(xiàn)=ABC

C.E=ABC，F(xiàn)=ABDD.E=ACD，F(xiàn)=BCD

66.下列哪項(xiàng)設(shè)計(jì)是適合作為改進(jìn)階段開始的篩選試驗(yàn)（ScreeningExperiment）：A.8因子的全因子試驗(yàn)B.8因子的部分因子試驗(yàn)C.中心復(fù)合設(shè)計(jì)（CCD）D.Box-Behnken設(shè)計(jì)

67.在4個因子A,B,C,D的全因子設(shè)計(jì)中，增加了3個中心點(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)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(yàn)中，假定數(shù)據(jù)在擬合線性模型后，試驗(yàn)數(shù)據(jù)的殘差有共同的方差，對于方差的估計(jì)量應(yīng)當(dāng)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(yīng)曲面設(shè)計(jì)確定不具有旋轉(zhuǎn)性（Rotatability）A.CCD（中心復(fù)合設(shè)計(jì)，CentralCompositeDesign）B.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）

69.經(jīng)過團(tuán)隊(duì)的頭腦風(fēng)暴確認(rèn)，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(yīng)外，還要考慮3個二階交互效應(yīng)AB,AC及DF，全部三階以上交互作用可以忽視不計(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)，但仍盼望估計(jì)出隨機(jī)誤差以精確檢驗(yàn)各因子顯著性。在這種狀況下，應(yīng)當(dāng)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個因子，打算進(jìn)行16次試驗(yàn)。在計(jì)算機(jī)供應(yīng)的混雜別名結(jié)構(gòu)表（AliasStructureTable）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A．3B．4C．5D．6

71.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制訂試驗(yàn)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(yàn)次數(shù)，既然試驗(yàn)總次數(shù)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(yàn)時(shí)可以達(dá)到辨別度為4，8個因子在16次試驗(yàn)時(shí)也可以達(dá)到辨別度為4，多增加因子沒使試驗(yàn)支配辨別度減小，所以可以增加到8個因子。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，可以始終增加到15個因子，增加到8個因子當(dāng)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(jù)實(shí)際閱歷推斷第8個因子是否重要，然后依據(jù)其重要性再確定是否選入。

72.六西格瑪團(tuán)隊(duì)在探討過程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)要考慮8個因子。經(jīng)費(fèi)的限制使得試驗(yàn)總次數(shù)應(yīng)盡可能地少，但仍盼望不要使主效應(yīng)與二階交互作用相混雜。除了應(yīng)支配4個中心點(diǎn)外，對于還該進(jìn)行多少次試驗(yàn)，大家意見不一樣。參考有關(guān)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(shè)計(jì)）。D.8次。

73.在進(jìn)行響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)中，經(jīng)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Box-Beknken設(shè)計(jì)沒有旋轉(zhuǎn)性B.CCD有序貫性，而Box-Beknken設(shè)計(jì)沒有序貫性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

74.光滑磁磚廠在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(chǎn)是穩(wěn)定的。下面將每天5塊磁磚的平面度數(shù)值全部直接畫出，則其趨勢圖如圖2所示。從這兩張圖中可以看誕生產(chǎn)中存在什么問題？A.生產(chǎn)根本不穩(wěn)定。B.平面度指標(biāo)不聽從正態(tài)分布C.每天內(nèi)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(jìn)行過程限制。工序要求為Ф20±0.02毫米。在對直徑的測量時(shí)，有兩種意見，一是建議用塞規(guī)，測量結(jié)果為通過/不通過，每分鐘可測5根；另一種意見是采納游標(biāo)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(jìn)行過程限制，應(yīng)實(shí)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(biāo)卡尺，每次連續(xù)檢測5根軸，用X

R限制圖D．用游標(biāo)卡尺，每次連續(xù)檢測10根軸，用X

R限制圖

76.在計(jì)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(shù)值。這兩個限制范圍的關(guān)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(chǎn)品，每天抽樣數(shù)不能保證相同，打算監(jiān)控每天不合格品數(shù),他應(yīng)當(dāng)運(yùn)用以下哪種限制圖？

A.uB.npC.cD.p

78.在探討完改進(jìn)措施后，確定進(jìn)行試生產(chǎn)。試生產(chǎn)半月后，采集了100個數(shù)據(jù)。發(fā)覺過程仍未受控，且標(biāo)準(zhǔn)差過大，平均值也低于目標(biāo)要求。對于這3方面的問題的解決依次應(yīng)當(dāng)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(dá)到受控。B.首先分析找出標(biāo)準(zhǔn)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(shí)間及最小代價(jià)調(diào)整好均值。D.以上步驟依次不能確定，應(yīng)當(dāng)依據(jù)實(shí)際狀況推斷解決問題的途徑。

79.在性佳牌手機(jī)生產(chǎn)車間，要檢測手機(jī)的抗脈沖電壓沖擊性能。由于是破壞性檢驗(yàn)，成本較高，每小時(shí)從生產(chǎn)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(shù)據(jù)。六西格瑪團(tuán)隊(duì)中，王先生主見對這些數(shù)據(jù)畫“單值-移動極差限制圖”，梁先生主見將3個數(shù)據(jù)當(dāng)作一組，對這32組數(shù)據(jù)作“Xbar-R限制圖”。這時(shí)你認(rèn)為應(yīng)運(yùn)用的限制圖是：A.只能運(yùn)用“單值-移動極差限制圖”，B.只能運(yùn)用“Xbar-R限制圖”。C.兩者都可以運(yùn)用，而以“Xbar-R限制圖”的精度較好。D.兩者都可以運(yùn)用，而以“單值-移動極差限制圖”的精度較好。

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

81.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分鐘支配停工時(shí)間，15分鐘用于設(shè)備意外。請問設(shè)備的時(shí)間開動率為：

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

82.有關(guān)全面生產(chǎn)性維護(hù)（TPM）的描述,不正確的是：A.TPM應(yīng)是團(tuán)隊(duì)工作來完成B.TPM強(qiáng)調(diào)一線員工主動參與C.TPM的目的是消退因機(jī)器操作產(chǎn)生的故障,缺陷,奢侈和損失D.TPM就是縮短故障修理時(shí)間

83.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.消退流程中的“瓶頸”

84.在質(zhì)量功能綻開(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

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(xiàng)目選擇C.計(jì)算六西格瑪項(xiàng)目收益D.制定企業(yè)整體的六西格瑪實(shí)施支配

86.六西格瑪項(xiàng)目限制階段的主要工作內(nèi)容有：A.改進(jìn)方案試運(yùn)行B.建立過程限制系統(tǒng)C.將改進(jìn)方案納入標(biāo)準(zhǔn)D.確定下一個改進(jìn)機(jī)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(jìn)模式與PDCA循環(huán)完全不同C.是對全面質(zhì)量管理特殊是質(zhì)量改進(jìn)理論的繼承性新發(fā)展D.可以和質(zhì)量管理小組(QCC)等改進(jìn)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(jī)會缺陷數(shù)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(zhì)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(biāo)準(zhǔn)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(xiàng)目過程的第一步。在這個階段，我們應(yīng)當(dāng)做的工作包括：A.確認(rèn)顧客要求和確定過程B.更新和完善項(xiàng)目特許任務(wù)書C.確定項(xiàng)目度量指標(biāo)D.明確問題的主要緣由

91.親和圖(AffinityDiagram)可應(yīng)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(gòu)思C.整理顧客需求D.評價(jià)最優(yōu)方案

92.以下什么是一個好的項(xiàng)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(shí)間描述C.結(jié)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(wù)流程是由于:

A.它描述了每個具體流程B.它確認(rèn)過程之顧客C.它確認(rèn)過程之供方D.它闡明過程的結(jié)果

94.M車間生產(chǎn)螺釘。為了估計(jì)螺釘?shù)拈L度,從當(dāng)日成品庫中隨機(jī)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(dāng)日生產(chǎn)的螺釘中，有95%的螺釘之長度落入(22.5,22.9)之內(nèi)。B.當(dāng)日任取一個螺釘，其長度以95%的概率落入(22.5,22.9)之內(nèi)。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(nèi)。

95.在測量系統(tǒng)分析計(jì)算重復(fù)性和再現(xiàn)性（RR）時(shí)，相對于極差法（RangeMethod）而言，采納方差分析和方差估計(jì)法的優(yōu)點(diǎn)是：A.計(jì)算簡便B.可以估計(jì)交互作用的影響C.可以進(jìn)行深層次的統(tǒng)計(jì)分析D.是精確算法，計(jì)算結(jié)果沒有誤差

96.對部分實(shí)施因子試驗(yàn)的理解，下面說法正確的是：A.混雜現(xiàn)象的出現(xiàn)是完全可以避開的B.混雜現(xiàn)象的結(jié)果是可以選擇的C.任何主效應(yīng)與二階交互效應(yīng)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(yùn)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(shù)據(jù)的總變異（Variation）為若干有意義的重量

98.在試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，我們經(jīng)常要將原來對于因子設(shè)定的各水平值實(shí)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(shí)提高了計(jì)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(shù)之確定值以確定效應(yīng)的大小，即回來系數(shù)之確定值越大者該效應(yīng)越顯著；而未代碼化時(shí)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(xiàng)時(shí)，其它各項(xiàng)回來系數(shù)不變；未代碼化時(shí),在刪除某些不顯著之項(xiàng)時(shí)其它各項(xiàng)回來系數(shù)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(shù)之估計(jì)量間相互無關(guān)，假如在對系數(shù)進(jìn)行系數(shù)顯著性檢驗(yàn)時(shí),某系數(shù)P—value較大（例如大于0.2），證明它們效應(yīng)不顯著，可以直接將其刪除；而未代碼化時(shí)，各項(xiàng)回來系數(shù)間可能有關(guān)，因而即使某系數(shù)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)時(shí)的P—value較大，也不能冒然刪除。

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

100.對于響應(yīng)曲面方法的正確敘述是：A.響應(yīng)曲面方法是試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法中的一種B.響應(yīng)曲面方法是在最優(yōu)區(qū)域內(nèi)建立響應(yīng)變量與各自變量的二次回來方程C.響應(yīng)曲面方法可以找尋到響應(yīng)變量最優(yōu)區(qū)域D.響應(yīng)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(yàn)時(shí),增加若干個中心點(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訡.使模型系數(shù)的估計(jì)更精確D.不破壞正交性和平衡性

102.在2水平全因子試驗(yàn)中,通過統(tǒng)計(jì)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(shí),應(yīng)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(shè)計(jì)階段，對3個因子A,B及C，進(jìn)行二水平全因子共11次試驗(yàn)后，可以確認(rèn)3者皆顯著，但卻發(fā)覺了顯著的彎曲。確定增做些試驗(yàn)點(diǎn)，形成響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)。一個團(tuán)隊(duì)成員建議在新設(shè)計(jì)中運(yùn)用CCF（中心復(fù)合表面設(shè)計(jì)，CentralCompositeFace-CenteredDesign）。他這樣建議的好處是：

A．原有的11次試驗(yàn)結(jié)果仍舊可以利用。B．新設(shè)計(jì)仍保持有旋轉(zhuǎn)性（Rotatability）。C．新設(shè)計(jì)對每個因子仍只需支配3個水平。D.新設(shè)計(jì)對每個因子的代碼水平仍保持在（-1，1）范圍內(nèi)。

104.穩(wěn)健參數(shù)設(shè)計(jì)（田口方法）中的誤差因素，指的是：A.元器件參數(shù)所取數(shù)值的誤差B.用戶運(yùn)用環(huán)境條件變化形成的誤差C.重復(fù)試驗(yàn)中的隨機(jī)誤差D.產(chǎn)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(yīng)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