六西格瑪單選題題庫(kù)(答案及解析)(共72頁(yè))

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上中國(guó)質(zhì)量協(xié)會(huì)注冊(cè)六西格瑪黑帶考試單選題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)：答案 DA. 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：答案 D A黑帶B黑帶大師C綠帶D倡導(dǎo)者3. 在分析X R控制圖時(shí)應(yīng)

2、：答案 BA. 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(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：答案 C 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”，這句話的含義是：答案 B 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

3、，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. 在下列陳述中，不正確的是：答案 A 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意程度的科學(xué)方法。7.下列說(shuō)法錯(cuò)誤的是: 答案 B 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

4、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)目工期和關(guān)鍵路線的工具是：答案 D 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：答案 A 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：答案 CA. 客戶競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估B. 技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估C. 決定客戶需求D. 評(píng)

5、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)32 個(gè)缺陷，則DPMO為：答案 B A. 0.0032B. 3200C. 32000D. 160012.下面列舉的工具中，哪個(gè)一般不是在項(xiàng)目選擇時(shí)常用的工具：答案 B A. 排列圖（Pareto）B. 實(shí)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)采用以下什么工具？答案 B 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：答案 B 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)

6、隊(duì)希望把各項(xiàng)作業(yè)之間的這種依賴和制約關(guān)系清晰地表示出來(lái)，并通過(guò)適當(dāng)?shù)姆治稣页鲇绊戇M(jìn)度的關(guān)鍵路徑，從而能進(jìn)行統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。A. PDPC(過(guò)程決策程序圖)B. 箭條圖(網(wǎng)絡(luò)圖)C. 甘特圖D. 關(guān)聯(lián)圖15.下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入了哪個(gè)發(fā)展階段？答案 B 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？答案 D 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

7、. 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”（Business Case,也被稱為項(xiàng)目背景）。該項(xiàng)內(nèi)容是為了說(shuō)明：答案 A 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），步驟一步驟二步驟三，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：答案 A A. 92.2%B. 99%C. 96%D. 97.3%19. 在談

8、到激勵(lì)技巧時(shí)，常常會(huì)基于馬斯洛（Maslow）的“人的五個(gè)基本需求”理論。馬斯洛認(rèn)為：人們的最初激勵(lì)來(lái)自于最低層次的需求，當(dāng)這個(gè)需求被滿足后，激勵(lì)便來(lái)自于下一個(gè)需求。那么，按照馬斯洛理論，人們需求層次從低到高的順序就是：答案 C 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?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：答案 BA. 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

9、損失成本21. 某生產(chǎn)線上順序有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)線的節(jié)拍是：答案 B A. 8 分鐘B. 10 分鐘C. 6 分鐘D. 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）答案 C 1 3 6 9 104 72 5 834 122 3 1 23311 46A. 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：答案 B 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、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)（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？答案 A 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)

11、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：答案 B 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。解析：考點(diǎn)1：題目說(shuō)

12、明中位數(shù)為2.3V，則可認(rèn)為X服從n=400，p=0.5的二項(xiàng)分布。 p=0.5的二項(xiàng)分布可以近似看做正態(tài)分布。 考點(diǎn)2：正態(tài)分布的均值公式為=np=400X0.5=200, 標(biāo)準(zhǔn)差公式為Stdev(X)=(np(1-p)(1/2)=（200X0.5）0.5=10。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，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：答案 D A樣本平均值（Mean）B去掉一個(gè)最高值，去掉一個(gè)最低值，然后求平均C樣本眾數(shù)（Mode），即樣本分

13、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(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):答案 A 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 （65，75頻數(shù) 3 8 7 2則其樣本均值X 近似為：答案 B A.

14、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：答案 B 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(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：答案 DA. 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5000 份問(wèn)卷。由于呼吸阻塞癥與嗜睡癥

15、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：答案 B 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)意義解析：一般發(fā)送問(wèn)卷調(diào)查分為郵寄式和分發(fā)式，郵寄式的回收率常規(guī)是50%以上認(rèn)為可靠，分發(fā)式問(wèn)卷67%以上認(rèn)為可靠。但所有回收的問(wèn)卷都是有價(jià)值的。數(shù)據(jù)可靠度不一樣而已。從回收問(wèn)卷得出的結(jié)論我們無(wú)法確定偏差范圍，因?yàn)榛厥諉?wèn)卷是分發(fā)問(wèn)卷的樣本，但不是研究人員確定的隨機(jī)樣本。

16、回收的問(wèn)卷一般來(lái)講與答覆人的利益相關(guān)性越高回收可能性越大，造成數(shù)據(jù)偏大的可能性越高。研究的樣本偏重于由此現(xiàn)象的群體。所以是B。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“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： C A按少數(shù)服從多數(shù)

17、原則，判數(shù)據(jù)“正態(tài)”。B任何時(shí)候都相信“最權(quán)威方法”。在正態(tài)分布檢驗(yàn)中，相信MINITAB 軟件選擇的缺省方法“Anderson-Darling”是最優(yōu)方法，判數(shù)據(jù)“非正態(tài)”。C檢驗(yàn)中的原則總是“拒絕是有說(shuō)服力的”，因而只要有一個(gè)結(jié)論為“拒絕”則相信此結(jié)果。因此應(yīng)判數(shù)據(jù)“非正態(tài)”。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。縫制一套工作服需要4 米化纖布。問(wèn)每套工作服上的瑕疵點(diǎn)數(shù)應(yīng)該是： C 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

18、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：答案 C 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(duì)。解析1：抽取100件，所以服從了正態(tài)分布，所以根據(jù)中心極限定理，均值相等，標(biāo)準(zhǔn)差除以根號(hào)n又因?yàn)槭侵笖?shù)分布，指數(shù)分布的均值和標(biāo)準(zhǔn)差相等所以選擇C解析2：首先，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(huì)改變，標(biāo)準(zhǔn)偏差

19、也不會(huì)改變。這只針對(duì)指數(shù)分布而言， E（X）=1/=1000小時(shí)；（x）=1/=1000小時(shí)其次，針對(duì)“抽取 100件二極管，并求出其平均壽命”，該均值分布為近似正太分布，據(jù)中心極限定理可知。E（X）=1/=1000小時(shí)，（x）=1000/（n的1/2次冪）=1000/10=100小時(shí)，所以答案是（C）。 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？答案 CA. 72.4%B. 23.5%C. 95.9%D. 以上答案都不對(duì)解析：首先確定不良品分布為二項(xiàng)分布，接受概率=P(X=0)

20、+P(X=1)。利用二項(xiàng)分布概率公式進(jìn)行計(jì)算。P(X=0)=0.9932=0.72498；P(X=1)=32*0.01*0.7323=0.23434。P(X=0)+P(X=1)=0.72498+0.234340.959=95.9%個(gè)人解答：概率還是不會(huì)，借助minitab概率分布，選擇二項(xiàng)分布，累積概率，參數(shù)填32次試驗(yàn)，概率為0.01，選擇x小于等于1，得出結(jié)果為95.93%36. 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50015 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510 克，標(biāo)準(zhǔn)差為1 克。這說(shuō)明： A A. 臺(tái)秤有較大偏倚（Bi

21、as），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。解析：這道題目不難，相信你也知道答案是A。但是想知道的具體點(diǎn)，為什么是A。對(duì)于B，重復(fù)性是指同一檢驗(yàn)人員,同一設(shè)備,對(duì)同一工件進(jìn)行多次測(cè)量,測(cè)量值之間的差異，題目已經(jīng)給出標(biāo)準(zhǔn)差是1g，對(duì)于測(cè)量15克的產(chǎn)品綽綽有余了。對(duì)于C，再現(xiàn)性是指不同的檢驗(yàn)人員,同一設(shè)備,對(duì)同一工件進(jìn)行測(cè)量,測(cè)量值之間的差異，根據(jù)題目描述，與在現(xiàn)性一毛關(guān)系都沒(méi)有。對(duì)于D，真值510g的產(chǎn)品有很高概率（高達(dá)99.73%）會(huì)得出5203g的結(jié)果，

22、被判定不合格；同樣，真值480g的產(chǎn)品，有很高概率會(huì)得出4903g 的錯(cuò)誤結(jié)果，被判定為合格。這樣的測(cè)量系統(tǒng)，怎么用？所以答案是A，而且A可以告訴我們?cè)趺从谩Ｏ到y(tǒng)偏倚10g，應(yīng)當(dāng)在測(cè)量結(jié)果中修正。 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： B 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. 車床加工軸棒，其長(zhǎng)度的公差限為1803 毫米。在測(cè)量系統(tǒng)分析中發(fā)

23、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： B 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)法判斷解析： R&R=6*（0.122+0.162）1/2=1.2 P/T=R&R/(USL-LSL)=1.2/6=20%，一般來(lái)講，P/TV或者P/T10%說(shuō)明測(cè)量系統(tǒng)能力很好；10%P/TV或者P/T30%說(shuō)明測(cè)量系統(tǒng)能力處于臨界狀態(tài)；P/TV或者P/T30%，測(cè)試系統(tǒng)能力不足，必須加以改進(jìn)。本題中，1

24、0%P/T=20%30%，說(shuō)明測(cè)試系統(tǒng)勉強(qiáng)合格。選B39. 在鉗工車間自動(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: C A. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是完全合格的B. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格的C. 本測(cè)量系統(tǒng)從精確度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是不合格的D. 上述數(shù)據(jù)不能得到精確度/過(guò)程

25、波動(dòng)比(R&R%), 從而無(wú)法判斷解析： ms=（32+42）1/2=5 ；PV=(TV)2-(R&R)21/2=6*(64-25)1/2=6*391/2；P/PV=R&R/PV=6ms/6*391/2=5 /391/2=5/6.130%，故選C。40. 對(duì)于正態(tài)分布的過(guò)程,有關(guān)Cp 、C pk 和缺陷率的說(shuō)法，正確的是：BA. 根據(jù)Cp 不能估計(jì)缺陷率, 根據(jù)Cpk 才能估計(jì)缺陷率B. 根據(jù)Cp和Cpk 才能估計(jì)缺陷率C. 缺陷率與Cp和Cpk 無(wú)關(guān)D. 以上說(shuō)法都不對(duì)解析：p（d）=-3(2Cp-Cpk)+(-3Cpk).顯然缺陷數(shù)與Cp和Cpk兩個(gè)指標(biāo)都有關(guān)系。故選B。41. 對(duì)于一個(gè)穩(wěn)

26、定的分布為正態(tài)的生產(chǎn)過(guò)程，計(jì)算出它的工序能力指數(shù)C p=1.65， Cpk =0.92。這時(shí)，應(yīng)該對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷： B 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： D A（4

27、0，60）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。解析：根據(jù)中心極限定理，服從正態(tài)分布；均值=50，標(biāo)準(zhǔn)差=50/1001/2=5,故選D。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：步驟一 步驟二步驟三每道工序后有一檢測(cè)點(diǎn)，可檢出前道工序的缺陷，缺陷不可返修,問(wèn)此時(shí)整條線的初檢合格率是多少？CA. 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 A.

28、 此分布為對(duì)稱分布B. 此分布為正態(tài)分布C. 此分布為均勻分布D. 以上各結(jié)論都不能肯定45. 從參數(shù)=0.4 的指數(shù)分布中隨機(jī)抽取容量為25 的一個(gè)樣本，則該樣本均值=25，標(biāo)準(zhǔn)差近似為： B A. 0.4B. 0.5C. 1.4D. 1.5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/ =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=原西格瑪/根號(hào)（樣本量）=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。

29、對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用: B A雙樣本均值相等性檢驗(yàn)B配對(duì)均值檢驗(yàn)C F 檢驗(yàn)D方差分析47. 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)都是正態(tài)分布。下面應(yīng)該進(jìn)行的是：47 A 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 檢驗(yàn)D兩樣本Mann-Whitney 秩和檢驗(yàn)解析：考慮的是變異性，即考察，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

30、本公司各種型號(hào)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(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：48 B A. 雙樣本均值相等性T 檢驗(yàn)。B. 配對(duì)樣本檢驗(yàn)C. F 檢驗(yàn)D. 兩樣本非參數(shù) Mann-Whitney 檢驗(yàn)49. 原來(lái)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

31、是否相等時(shí)，用計(jì)算機(jī)計(jì)算得到下列結(jié)果。time95% Bonferroni Confidence Intervals for StDevsBeforeAfter5.0 7.5 10.0 12.5 15.0 17.5 20.0timestrengthBeforeAfter510 520 530 540 550F-Test0.181Test Statistic 2.80P-Value 0.188Levenes TestTest Statistic 1.96P-ValueTest for Equal Variances for strengthTwo-sample T for strength_Af

32、ter vs strength_BeforeN Mean StDev SE Meanstrength_After 10 531.45 9.84 3.1strength_Before 8 522.44 5.88 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

33、= 16答案：49 B A. 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。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。解析：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（p0.05無(wú)差異。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 CatalystSource DF SS MS F PCatalyst

34、2 70.11 35.06 11.23 0.001Error 15 46.83 3.12Total 17 116.94S = 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%Cata

35、lyst = A subtracted from:Catalyst 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*Fisher 95% Individual Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystSimultaneous confidence level = 88.31

36、%Catalyst = A subtracted from:Catalyst Lower Center UpperB -7.008 -4.833 -2.659C -4.674 -2.500 -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 類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為5%，應(yīng)該選用的結(jié)論是：答案：50 BA. 3 種催化劑效果無(wú)顯著差異。B. 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，但催化劑A 的

37、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。解析：對(duì)立假設(shè)具有優(yōu)先性，任何方法檢測(cè)出有差異既有差異，本題P0.05說(shuō)明有差異。根據(jù)Fisher方法，A-B，A-C不包含零值，既有顯著

38、差異；B-C不包含零值，所以有顯著差異。根據(jù)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(wú)差異。一般意義上，在以上4個(gè)選項(xiàng)中只有D相對(duì)最合適。但是本題中有一個(gè)說(shuō)明，即“希望兩兩比較時(shí)總的第 I類錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為 5%”，也就是說(shuō)要盡量減少拒絕原假設(shè)的概率，“能過(guò)則過(guò)”。故本題要選用B，盡量承認(rèn)原假設(shè)。【顯然這不是最好的選擇，有意將缺陷產(chǎn)品投向市場(chǎng)。增大二類錯(cuò)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(lái)，則這10 片墊片疊起來(lái)后總厚度的均值和方差為：51 CA. 均值2.

39、0mm；方差0.2B. 均值20mm；方差0.04C. 均值20mm；方差0.4D. 均值20mm；方差4解析：考的是方差可加性52. M車間負(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： B A. 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)

40、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. 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：53 A 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：-4解析：1.5IQR=1.5*(Q3-Q1)=4.5上須觸線終點(diǎn)為=Q3+1.5IQR=4+4

41、.5=8.5 -4.5(min) 所以為 -3.5A是正解 54. 強(qiáng)力變壓器公司的每個(gè)工人都操作自己的15 臺(tái)繞線器生產(chǎn)同種規(guī)格的小型變壓器。原定的變壓之電壓比為2.50，但實(shí)際上的電壓比總有些誤差。為了分析究竟是什么原因?qū)е码妷罕茸儺愡^(guò)大，讓3個(gè)工人，每人都操作自己任意選定的10 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：54 C 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），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

42、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。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（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

43、. 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（ANOVA）方法予以替代，這里有不同看法。正確的判斷是： D 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(jiǎn)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

44、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ANOVA 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^(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：56 CA. 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)

45、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

46、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：57 C A 3 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

47、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。DANOVA 表中的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：LambdaStDev-1 0 1 2 3543210Lower?CL Upper?CLLimitLambda0.(using 95.0% con

48、fidence)Estimate 0.Lower?CL 0.Upper?CL 0.Best ValueBox-Cox Plot of Life time從此圖中可以得到結(jié)論：58 B 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)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

49、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？59 C 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)觀測(cè)數(shù)據(jù)。計(jì)算出了他們的樣本相關(guān)系數(shù)為0.65，對(duì)于兩變量間是否相關(guān)的判斷應(yīng)該是這樣的：60 CA由于樣本相關(guān)系數(shù)小于0.8,所以二者不相關(guān)B由于樣本相關(guān)系數(shù)大于0.6,所以二者相關(guān)C由于檢驗(yàn)兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系的樣本相關(guān)系數(shù)的臨界值與樣本量大小有關(guān),所以要查樣本相關(guān)系數(shù)表才能決定D由于相關(guān)系數(shù)并不能完全代表兩個(gè)變量間是否有相關(guān)關(guān)系,本例信息量不夠,不可能得出判定結(jié)果61.

50、 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: 1 2 y = 2.2 + 30000x + 0.0003x由此方程可以得到結(jié)論是: 61 DA. 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：62 D 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)2

51、00（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：63 B 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)

52、，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 = 30X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：64 A A. (23,35)B. (24,36)C. (20,38)D. (21,39)解析：當(dāng)X=1時(shí),Y=29,其PI為Y加減2S，方差為9 ，S值為3，29+6=35，29-6=23選擇A65. 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（Generato

53、rs）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: 65 D （代入排除法）A. E=ABD， F=ABCB. E=BCD， F=ABCC. E=ABC， F=ABDD. E=ACD， F=BCD解析：使用代入法。對(duì)于A，若E=ABD,則ABDE=1，推導(dǎo)出AB=DE，混雜；對(duì)于B,若E=BCD，則BCDE=1，推導(dǎo)出BC=DE，混雜；對(duì)于C，若E=ABC，則ABCE=1，推導(dǎo)出BC=AE，混雜。對(duì)于D,若E=ACD，則ACDE=1，AC=DE、AE=CD、AD=CE,均無(wú)混雜，若F=BCD，則BCDF=1，BC=DF、BD=CF、BF=C

54、D,均無(wú)混雜。故選D。66. 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）：66 B 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)（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 0.67659 0.67659 0.11276 1.26 0.369Residual Error 8 0.71361 0.71361 0.08920Curvature 1 0.02558 0.02