中國(guó)質(zhì)量協(xié)會(huì)黑帶考試模擬試題A卷(最終版).

1、中國(guó)質(zhì)量協(xié)會(huì)黑帶考試模擬試題A 卷 (10.15.2009)一、單選題部分：1. 300 片電路板 , 每一片都有 50 個(gè)缺陷機(jī)會(huì) , 檢查完這 300片電路板后總共發(fā)現(xiàn)了 60 個(gè)缺陷數(shù)分布在 15 片電路板上 , 請(qǐng)計(jì)算其 DPMOA. 4,000 DPMOB. 5,000 DPMOC. 1,000 DPMOD. 2,000 DPMO2. 請(qǐng)計(jì)算下面制程的流通合格率 (RTY)：A. 64.2%B. 75.7%C. 66.5%D. 65.8%投入製程 A製程 B製程 C產(chǎn)出1000pcs895pcs報(bào)廢 35pcs報(bào)廢50pcs報(bào)廢 20pcs重工 100pcs重工30pcs重工 100

2、pcs3. 某訂單中有 7 處需要填寫內(nèi)容， 在 40,000個(gè)這樣的訂單中， 有 100 個(gè)訂單存在 700 處寫錯(cuò)誤。那么 DPMO 值是：A. 2500B. 3000C. 3500D. 40004. 在六西格瑪推進(jìn)過程中，高層管理委員會(huì)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. 分配資源 , 提供支持5. 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 )

3、B. 箭條圖 (網(wǎng)絡(luò)圖 )C. 甘特圖D. 關(guān)聯(lián)圖6. 某團(tuán)隊(duì)對(duì)怎樣著手下一步工作有很多想法。理解并組織這些想法的適用工具是A. 質(zhì)量功能展開B. 魚刺圖C. 親和圖D. PDPC- 1 -7. 將關(guān)系紛繁復(fù)雜的因素 (因素與因素或因素與問題間相互纏繞 ), 按原因 結(jié)果或目的 手段有邏輯地連接起來 , 整理復(fù)雜問題的一種圖形方法 , 這種工具是：A. 力場(chǎng)分析圖B. 親和圖C. 關(guān)聯(lián)圖D. 箭條圖8. 為了完成某個(gè)任務(wù)或達(dá)到某個(gè)目標(biāo) , 在制定行動(dòng)計(jì)劃或進(jìn)行方案設(shè)計(jì)時(shí) , 預(yù)測(cè)可能出現(xiàn)的障礙和結(jié)果并相應(yīng)地提出多種應(yīng)變計(jì)劃的一種方法。這種工具是：A. 過程決策程序圖 (PDPC)B. 親和圖C

4、. 矩陣圖D. 箭條圖9. 請(qǐng)由下面網(wǎng)絡(luò)圖求出該項(xiàng)任務(wù)的關(guān)鍵路徑是多少天：A. 22 天B. 15 天C. 21 天D. 23 天10. 儀校及維修費(fèi)用或是體系審核費(fèi)用是屬于哪一類型質(zhì)量成本：A. 預(yù)防成本B. 鑒定成本C. 內(nèi)部故障 (損失 )成本 D. 外部故障 (損失 )成本11. 在卡諾 (Kano)循環(huán)中 , 我們將待機(jī)時(shí)間長(zhǎng)短 、電池壽命長(zhǎng)短該類品質(zhì)歸屬于：A. 一元質(zhì)量B. 基本質(zhì)量C. 魅力質(zhì)量D. 高級(jí)質(zhì)量12. 下列何者不屬于量測(cè)階段 (Measure)活動(dòng)要點(diǎn)：A. 量測(cè)系統(tǒng)分析B. 制程能力分析C. 尋找可能原因D. 真因驗(yàn)證- 2 -13. M 公司生產(chǎn)墊片。在生產(chǎn)線

5、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. 均值 20mm；方差 0.4D. 均值 20mm；方差 414. 某辦公室中 , 有 30%喝咖啡 , 有 40%的人喝茶 , 其中有 25%的人咖啡和茶都喝 , 請(qǐng)問該辦公室人員 , 咖啡和茶中連一種都不喝的概率是多少：A. 45%B. 55%C. 65%D.75%15.10 件產(chǎn)品中 , 有 4 件是不良品 , 有 6 件是良品 , 如果某檢驗(yàn)員依次從中抽了三件

6、產(chǎn)品 , 三件都是不良品的機(jī)率是多少？A. 0.033B. 0.061C. 0.125D. 0.23216. 10件產(chǎn)品中 , 有 4 件是不良品 , 有 6 件是良品。如果某檢驗(yàn)員從中抽了三件產(chǎn)品 , 每次抽完又都放回 , 三件抽到的都是不良品的機(jī)率是多少？A. 0.024B. 0.035C. 0.064D. 0.08417. 以下是某班級(jí)學(xué)生性別及年齡的統(tǒng)計(jì)表 , 請(qǐng)問 20 歲中女性機(jī)率是多少？A. 0.5B. 0.6C. 0.7D. 0.818. 依序投擲一個(gè)骰子 3 次, 第一次出現(xiàn) 3 點(diǎn) , 第二次出現(xiàn) 4 點(diǎn), 第三次出現(xiàn) 5 點(diǎn)的機(jī)率是多少？A. 1/12B. 1/36C.

7、1/72D. 1/21619. 一次投擲三個(gè)骰子 , 投擲出 3、4、 5 點(diǎn)的機(jī)率是多少？A. 1/6B. 1/12C. 1/36D. 1/72- 3 -20. 某產(chǎn)品母體不良率為 30%, 如果由母體中抽取 6 個(gè)樣本 , 抽到 2 個(gè)不良品的機(jī)率是多少？A. 0.32B. 0.46C. 0.51D. 0.7521. 某產(chǎn)品母體不良率為 30%, 如果由母體中隨機(jī)抽取 6 個(gè)樣本 , 其不良品數(shù)量的機(jī)率分布標(biāo)準(zhǔn)差為何？A. 0.87B. 0.95C. 1.02D. 1.1222. PCB 平均每片板子有 4 處刮傷 , 現(xiàn)在檢查一片板子沒有發(fā)現(xiàn)任何刮傷的機(jī)率有多少？A. 0.018B. 0

8、.027C. 0.036D. 0.05223. 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 5 的 Poisson分布?？p制一套工作服需要 12 米化纖布。問每套工作服上的平均瑕疵點(diǎn)數(shù)應(yīng)該是：A. 0.2 個(gè)B. 0.4 個(gè)C. 0.6個(gè)D. 0.8個(gè)24. 從一個(gè)賣主那里取樣， 300個(gè)為一批，他過去的產(chǎn)品質(zhì)量為約 2% 缺陷率。從這批樣品中一次取樣 40 個(gè)，假如發(fā)現(xiàn)有兩個(gè)或更多的產(chǎn)品有缺陷，則拒收這批產(chǎn)品。那么發(fā)現(xiàn)兩個(gè)或更多個(gè)產(chǎn)品有缺陷的概率是多少?A. 0.953B. 0.809C. 0.191D. 0.04725. 一個(gè)繁忙的交叉路口平均每周發(fā)生3 次交通事故。用泊松

9、分布估計(jì)在接下來的24 小時(shí)內(nèi)不發(fā)生交通事故的概率有多大 ?A. 0B. 0.651 4C. 0.321 6D. 以上都不對(duì)26. 從平均壽命為 900 小時(shí)壽命為指數(shù)分布的二極管中，抽取 81 件二極管，求其樣本平均壽命的分布。則：A. 平均壽命仍為均值是 900 小時(shí)的指數(shù)分布B. 平均壽命近似為均值是 900 小時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)差為 900 小時(shí)的正態(tài)分布C. 平均壽命近似為均值是 900 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)27. 從參數(shù) =0.5 的指數(shù)分布中隨機(jī)抽取數(shù)量為 16 的樣本，則該樣本均值分布的標(biāo)準(zhǔn)差近似為：A. 0.50B. 1.25C. 1.50D. 1

10、.75- 4 -28.一個(gè)穩(wěn)定過程的分布為：均值 =100，中位數(shù) =90。這個(gè)分布是：A. 標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布B. 對(duì)數(shù)正態(tài)分布C. 左偏斜D. 右偏斜29.某企業(yè)用臺(tái)秤對(duì)某材料進(jìn)行稱重，該材料重量要求的公差限為500±10 克?，F(xiàn)將一個(gè) 500 克的砝碼，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 506 克，標(biāo)準(zhǔn)差為 1克。這說明：A. 臺(tái)秤存在較大的再現(xiàn)性誤差，需要重復(fù)測(cè)量來減小再現(xiàn)性誤差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)秤有較大偏倚（ Bias），需要校準(zhǔn)D. 測(cè)量系統(tǒng)沒有問題，臺(tái)秤可以使用30. 某一量測(cè)設(shè)備用來量測(cè) 10mil

11、公差 (USL-LSL)的產(chǎn)品 , 其精密度標(biāo)準(zhǔn)差 MS 為 1.0mil, 如果我們想把 P/T 值降到30%以下 , 請(qǐng)問至少每個(gè)部件要重復(fù)幾次取平均值？A. 2 次B. 4 次C. 6 次D. 9 次31. 長(zhǎng)度、電流密度 該類尺度稱為：A. 定類 (名義 )測(cè)量尺度B. 定序測(cè)量尺度C. 定距測(cè)量尺度D. 定比測(cè)量尺度32. 某廠牌 20 輛汽車紀(jì)錄了每加侖汽油所行使的里程數(shù) , 其莖葉圖如后：請(qǐng)問其中位數(shù)是多少？A. 26.9B. 27.25C. 27.5D. 27.833. 車床加工軸棒，其長(zhǎng)度的公差限為 170±4 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

12、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(cè)量系統(tǒng)從 %P/T 角度來說是完全合格的B. 本測(cè)量系統(tǒng)從 %P/T 角度來說是勉強(qiáng)合格的C. 本測(cè)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(wú)法判斷- 5 -34. 在鉗工車間自動(dòng)鉆空的過程中，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 4 微米。從精確度 /過程波動(dòng)的角度來

13、分析，可以得到結(jié)論 :A. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度 /過程波動(dòng)比 (R&R%)來說是完全合格的B. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度 /過程波動(dòng)比 (R&R%)來說是勉強(qiáng)合格的C. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度 /過程波動(dòng)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(dòng)比 (R&R%), 從而無(wú)法判斷35. 某量測(cè)員對(duì)標(biāo)準(zhǔn)值為 L=20.0mm的塊規(guī)重復(fù)量測(cè) 12 次, 并得到下面量測(cè)結(jié)果。19.97mm； 20.00mm； 19.99mm； 19.97mm； 20.01mm； 20.00mm； 19.98mm； 19.99mm；20.00mm； 19.99mm； 1

14、9.98mm； 20.00mm, 求其偏倚值。A. 0.01B. -0.01C. 0.03D. -0.0336. 某一量測(cè)系統(tǒng) , 其過程總標(biāo)準(zhǔn)差 ( Overall)=0.12, 其斜率的回歸方程式為：Bias = 0.73-0.13Reference Value,求其線性度 (Linearity)：A. 0.07B. 0.08C. 0.09D. 0.1037. 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=1.67, Cpk=1.00這兩個(gè)數(shù)據(jù)。這時(shí)可以對(duì)于墊片生產(chǎn)過程得出結(jié)論

15、說:A. 平均值偏離目標(biāo)值大約0.20 毫米B. 平均值偏離目標(biāo)值大約0.40毫米C. 平均值偏離目標(biāo)值大約0.60毫米D. 以上結(jié)果都不對(duì)12538. 從參數(shù) =0.5 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 X = 25 i=1xi 的標(biāo)準(zhǔn)差近似為：A. 0.4B. 0.5C. 1.4D. 1.539. 有關(guān)下列制程能力指標(biāo)的敘述 , 何者錯(cuò)誤：A. 制程能力指標(biāo)必須在制程受控前提下求得B. 制程能力指標(biāo)必須在數(shù)據(jù)正態(tài)分布前提下求得C. Cpm及 Cpmk 考慮了制程均值與目標(biāo)值間的偏差D. Cp 比 Cpm 更能體現(xiàn)合格品中優(yōu)等品的比例40. 某一單邊制程 (USL

16、Only), USL=0.60 =0.58 R = 0.02 d2=1.69, 求其西格瑪水平：A. 1.69B. 3.19C. 1.42D. 1.57- 6 -41. 以下是某個(gè)原始數(shù)據(jù)的 Box-Cox 轉(zhuǎn)換 , 請(qǐng)指出其合理的轉(zhuǎn)換方程式：A. W= LnY0B. W=Y C. W=Y20.5D. W=YBox-Cox Plot of C1Lower CLUpper CL4.0Lambda(using 95.0% confidence)3.53.0vetD2.5S2.01.5Limit1.0-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 LambdaEstimate-0.05Lower

17、CL-0.18Upper CL0.09Rounded Value0.0042. 某制程數(shù)據(jù)經(jīng) Box-Cox 轉(zhuǎn)換后 , 所得結(jié)果如下 , 假設(shè)該制程為單邊規(guī)格 , 其規(guī)格值為 USL= 5, 求經(jīng) Box-Cox轉(zhuǎn)換后的 USL 值：A. 0.5B. 1.6C. 2.1D.1.5Box-Cox Plot of C14.0Lower CLUpper CLLambda(using 95.0% confidence)3.5Estimate-0.05Lower CL-0.18Upper CL0.093.0Rounded Value0.00veD2.5tS2.01.51.0Limit-1.0-0.50

18、.00.51.01.5Lambda- 7 -43. 均值的 90%的置信區(qū)間是從 13.806 7至 18.193 3。這個(gè)意思是：A. 真正的均值落在 13.806 7 至 18.193 3概率是 90%B. 總體中所有值的 90%落在 13.806 7至 18.193 3C. 總體中所有樣本值的 90%落在 13.867至 13.193 3D. 以上都不對(duì)44. 某一水產(chǎn)養(yǎng)殖戶想知道他所飼養(yǎng)的水池里養(yǎng)殖的魚平均重量是多少, 因此他用魚網(wǎng)捕獲到9 條魚 , 這 9 條魚的重量如后 , 1.5kg, 2.7kg, 1.9kg, 2.8kg,1.6kg, 2.0kg, 2.1kg, 2.2kg,

19、 1.6kg,假設(shè)魚群重量標(biāo)準(zhǔn)差已知為 0.55kg, 請(qǐng)問池中的魚平均重量 95%置信區(qū)間為何：A. 2.04± 0.36B. 2.04±0.45C. 3.01±0.25D. 3.01± 0.4545. 某咖啡連鎖企業(yè)想于無(wú)錫成立分店 , 故委托某調(diào)查機(jī)構(gòu)分析無(wú)錫平均喝咖啡人口比例 , 該調(diào)查機(jī)構(gòu)回收了 500 份有效問卷 , 發(fā)現(xiàn)有 150 人有喝咖啡的習(xí)慣。請(qǐng)問無(wú)錫人口中 , 有喝咖啡的人口比例 95%區(qū)間為多少：A. 0.4±0.02B. 0.4±0.03C. 0.3±0.05D. 0.3±0.0446.

20、六標(biāo)準(zhǔn)差團(tuán)隊(duì)用 DOE優(yōu)化了補(bǔ)線參數(shù) , 現(xiàn)在想知道新參數(shù)的補(bǔ)線強(qiáng)度是否舊參數(shù)來的好 , 已知舊參數(shù)補(bǔ)線平均拉力值為 0.5kg。于是打算做一個(gè) 1 Sample t檢定 , 請(qǐng)問我們應(yīng)該如何設(shè)定 H0 和 H1 假設(shè)A. H0: 0.5kg, H1： >0.5kgB. H0: 0.5kg, H1： 0.5kgC. H0: =0.5kg, H1： 0.5kgD. H0: >0.5kg, H1： 0.5kg47. 原本的冷拉鋼筋平均抗拉強(qiáng)度為 2000kg, 標(biāo)準(zhǔn)差為 300kg。經(jīng)過參數(shù)調(diào)整后 , 我們希望得知新參數(shù)所制造出來的鋼筋是否強(qiáng)度大于 2000kg, 于是我們?nèi)?25

21、個(gè)樣本 , 并且經(jīng)由 Minitab 得到下表 , 請(qǐng)問下列敘述何者錯(cuò)誤：A. 均值標(biāo)準(zhǔn)誤 (SE Mean)=60B. Z=2.5C. 檢定結(jié)果抗拉強(qiáng)度確實(shí)大于 2000kgD. 檢定結(jié)果無(wú)法排除抗拉強(qiáng)度等于 2000kg的可能性48. 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)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 200（千克）有提高C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

22、以作出判斷- 8 -49. 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，然后通過統(tǒng)計(jì)分析來驗(yàn)證該藥是否有效。對(duì)于該問題, 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50. 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(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)不是正態(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 Levene 檢驗(yàn)C兩樣本配對(duì)差值的 T 檢驗(yàn)D兩樣本 Mann-Whitney 秩和檢驗(yàn)51. 某導(dǎo)線電阻值

23、服從正態(tài)分布, 規(guī)格要求每米導(dǎo)線電阻標(biāo)準(zhǔn)差必須小于0.005, 今任意抽取 9 根一米長(zhǎng)導(dǎo)線 , 所測(cè)得之電阻值如后： 10.010, 9.9997, 9.9998, 10.0008, 10.0024, 10.0048, 9.9996, 10.0078, 9經(jīng).9932由Minitab 得到下表 , 請(qǐng)問下列敘述何者錯(cuò)誤：A. 使用卡方檢定來判定B. H1 假設(shè)為 H1： 0.005C. 檢定結(jié)論電阻標(biāo)準(zhǔn)差確實(shí)小于 0.005D. 檢定結(jié)論電阻標(biāo)準(zhǔn)差無(wú)法排除 0.00552. 某一六標(biāo)準(zhǔn)差團(tuán)隊(duì)量測(cè)改善前后若干鋼條的抗剪強(qiáng)度 , 數(shù)據(jù)如后：改善后： 525, 531, 518, 533, 546

24、, 524, 521, 533, 545, 540 改善前： 521, 525, 533, 525, 517, 514, 526, 519假設(shè)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布 , 經(jīng)由 Minitab 分析 , 請(qǐng)問下列敘述何者錯(cuò)誤：A. 因改善前后皆為正態(tài)分布, 因此變異數(shù)檢定使用F 檢定B. 因改善前后皆為正態(tài)分布 , 因此變異數(shù)檢定使用 Levene檢定 C. 變異數(shù)檢定結(jié)果 , 變異數(shù)沒有顯著差異D. 2 Sample t檢定結(jié)論 , 改善后抗剪強(qiáng)度確實(shí)比改善前好- 9 -Test for Equal Variances for改善后 ,改善前F-TestTest Statistic2.66改善后P-

25、Value0.211Levene's TestTest Statistic2.02改善前P-Value0.1745.07.510.012.515.017.520.095%Bonferroni Confidenc e Inte rva ls for StDevs改善后改善前510520530540550Data53. 某廠 OQC 規(guī)定其產(chǎn)品必須通過檢驗(yàn)合格才能出廠 , 其不合格率 P0 必須低于 5%, 由某批產(chǎn)品中隨機(jī)抽取 200個(gè)產(chǎn)品進(jìn)行檢驗(yàn) , 發(fā)現(xiàn)有 5 個(gè)不合格品 , 經(jīng)由 Minitab 分析 , 請(qǐng)問下列敘述何者錯(cuò)誤：A. 該范例中可以用 Z 檢定來近似二項(xiàng)次分布計(jì)算B.

26、 檢定結(jié)果 , 該批產(chǎn)品確實(shí)不良率小于 5%C. 檢定結(jié)果 , 該批產(chǎn)品無(wú)法排除不良率 5%的可能性D. 若想得到更精確的結(jié)果 , 必須增加樣本數(shù)54. 強(qiáng)力變壓器公司的每個(gè)工人都操作自己的 10 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^大，讓 3 個(gè)工人，每人都操作自己任意選定的 5 臺(tái)繞線器各生產(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 30 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. 將工人及繞線器作為兩個(gè)因子，進(jìn)行兩種方式分組的方差分析（Two-Way ANOVA

27、），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（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。-10-C. 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（ Fully Nested 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），

28、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。55. M 公司中的 Z 車間使用多臺(tái)自動(dòng)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?qū)е轮睆阶儺愡^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

29、個(gè)因子，按兩個(gè)因子嵌套（Nested）的模型，用全嵌套模型（ Fully Nested 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。C. 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。D. 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（ General Linear 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。56. 為了比較

30、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 CatalystSourceDFSSMSFPCatalyst270.1135.0611.230.001Error1546.833.12Total 17 116.94S = 1.767 R-Sq = 59.95% R-Sq(adj) = 54.61%LevelNMeanStDevA626.5001.871B621.6671.633C624.0001.789*Tukey 95% Simultaneous

31、Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystIndividual confidence level = 97.97%Catalyst = A subtracted from:CatalystLowerCenterUpperB-7.481-4.833-2.186C-5.147-2.5000.147Catalyst = B subtracted from:CatalystLowerCenterUpperC-0.3142.3334.981*Fisher 95% Individual Confidence I

32、ntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystSimultaneous confidence level = 88.31%Catalyst = A subtracted from:CatalystLowerCenterUpperB-7.008-4.833-2.659C-4.674-2.500-0.326-11-Catalyst = B subtracted from:CatalystLowerCenterUpperC0.1592.3334.508由上面這些結(jié)果，如果我們希望兩兩比較時(shí)總的第I 類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為 5%，應(yīng)該選用的

33、結(jié)論是：A. 3 種催化劑效果無(wú)顯著差異。B. 采用 Fisher 方法，多總體中任意二總體進(jìn)行比較時(shí)，第 I 類錯(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。C. 采用 Tukey 方法，全部總體參加比較時(shí)，總第I 類錯(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)量都顯著高于催化劑B 的產(chǎn)量。D. 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 間、BC 間無(wú)顯著差異，但

34、催化劑 A 的產(chǎn)量顯著高于催化劑 B 的產(chǎn)量。57. 雙因子方差分析中 , 一個(gè)變量是水平 , 另一個(gè)變量是 c 水平 , 且每個(gè)水平組合下有兩個(gè)觀測(cè)值。 其交互作用的自由度是：A. 2(× c)B. (-1)(c-1)C. c-1D. 2( -1)(c-1)58. 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。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

35、為均值是 200，標(biāo)準(zhǔn)差是 10 的正態(tài)分布B. X 近似為均值是 200，標(biāo)準(zhǔn)差是 20 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59. 某黑帶專案中的項(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）密切相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為 0.8），而且得到了回歸方程如下：Y=0.4X+32C）與華氏度（ F）間的換算關(guān)系是：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=5/9（ F 32）請(qǐng)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 0.8，回歸系數(shù)

36、為 0.51B. 相關(guān)系數(shù)為 0.8，回歸系數(shù)為 0.97C. 相關(guān)系數(shù)為 0.8，回歸系數(shù)為 0.72D. 相關(guān)系數(shù)為 0.8，回歸系數(shù)為 0.5460. 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 = 5.0 + 10000x1 + 0.0007x2 ,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-12-?4，當(dāng) X = 5 時(shí)， Y 的95%的近似預(yù)測(cè)區(qū)間是61. 回歸方

37、程 Y = 28 - X 中， Y 的誤差的方差的估計(jì)值為A. 23±2.81B. 23±3.15C. 23±3.24D. 23±3.9262. 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(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 60cm，高水平為 100cm。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 6。問，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. 0.3D. 0.263. 某工序過程有六個(gè)因子 A、B、C、

38、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、DF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=ABDB. E=ABD， F=BCDC. E=ABC， F=ACDD. E=ACD， F=ACD64. 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)（Screening Experiment）：A. 8 因子的全因子實(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)（ C

39、CD）D. Box-Behnken 設(shè)計(jì)65. 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)SourceDFSeq SSAdj SSAdj MSFPMain Effects48.161088.161082.0402722.870.0002-Way Interactions60.676590.676590.112761.260.369Residual Error80.7

40、13610.713610.08920Curvature10.025580.025580.025580.260.626Lack of Fit50.404630.404630.080930.570.735Pure Error20.283400.283400.14170Total189.55127在本題中 , 對(duì)于輸出 y的標(biāo)準(zhǔn)差估算值為：A. 0.298B. 0.089C. 0.142D. 0.377-13-66. 下列哪種響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)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)， Cent

41、ral 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）67. 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(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)

42、，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)68. 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，看到有二階交互作用效應(yīng) AB 與CE相混雜（ Confounded），也看到一些主效應(yīng)與某二階交互作用效應(yīng)相混雜 , 但是主效果間沒有混雜情況。此時(shí)可以斷定本試驗(yàn)設(shè)計(jì)的分辯度（ Resolution）是A 3B4C5D669. 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)計(jì)劃非常重要。 六西格瑪

43、團(tuán)隊(duì)在分析過程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)至少要考慮 3 個(gè)因子 , 分辨度至少要 IV 。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 10 次。對(duì)于在試驗(yàn)中是否應(yīng)考慮第 4個(gè)因子，大家意見不統(tǒng)一。你贊成下列哪個(gè)人的意見？A 由 3個(gè)因子增加到 4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，不可能考慮增加此因子。B正交試驗(yàn)著重看正交表中一共有多少列。 8次的正交表（ L16）中，共有 7列，可以一直增加到 7個(gè)因子，增加到 4個(gè)因子當(dāng)然沒問題了。C. 從表中看到， 3個(gè)因子在 8次試驗(yàn)時(shí)可以達(dá)到分辨度為 Full，4個(gè)因子在 8次試驗(yàn)時(shí)也可以達(dá)到分辨度為 IV，分辨度仍可接受，所以可以增加到

44、 4個(gè)因子。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 3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。-14-70. 六西格瑪團(tuán)隊(duì)在研究過程改進(jìn)時(shí)，大家共同確認(rèn)要考慮 6 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)，大家意見不一致。參考有關(guān)表格，你贊成下列哪個(gè)人的意見？A. 32 次。B. 16 次。C. 12 次（ Plackett-Burman 設(shè)計(jì)）。D. 8 次。71. 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：

45、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(duì)72. 我們利用田口穩(wěn)健設(shè)計(jì)來求封裝強(qiáng)度 (y)與溫度 (x1)、壓力 (x2)及時(shí)間 (x3)三個(gè)輸入?yún)?shù)間的影響。其中一組 Run的封裝強(qiáng)度輸出為 y1:12.0 y2:16.0 y3:11.0,輸出強(qiáng)度的目標(biāo)值為 22kg/cm2, 求該組 Run 的 S/N 比為何：A. 13.8B. 17.5C. 18.9D. 19.273. 一位工程師每天收集了 100200 件產(chǎn)品，每天抽

46、樣數(shù)不能保證相同，準(zhǔn)備監(jiān)控每天產(chǎn)品缺陷數(shù) ,他應(yīng)當(dāng)使用以下哪種控制圖？A. uB. npC. cD. p74. 某個(gè)工廠平均一個(gè)月發(fā)生 30 次事故。那么每周發(fā)生的事故的控制上限是：A. 14.9B. 7.9C. 10.7D. 以上都不對(duì)75. 產(chǎn)品 A 和 B 的開發(fā)票過程是一樣的 , 然而為產(chǎn)品 A 開發(fā)票的平均時(shí)間是產(chǎn)品B 的兩倍。每個(gè)月每種產(chǎn)品只有1015個(gè)訂單。在建立開發(fā)票程序的統(tǒng)計(jì)控制圖時(shí), 黑帶應(yīng)該A. 產(chǎn)品 A 和 B 分別用各自的控制圖B. 產(chǎn)品 A 和 B 用相同的控制圖C. 在使觀測(cè)值標(biāo)準(zhǔn)化后 , 產(chǎn)品 A 和 B 用相同的控制圖D. 計(jì)算產(chǎn)品 A 和 B 的公共標(biāo)準(zhǔn)差 , 然后建立控制圖76. 管制界限越小時(shí) , 第二種錯(cuò)誤 ( )是：A. 減少B. 增加C. 不一定D. 不變-15-77. 搜集 25 組數(shù)據(jù)