中質(zhì)協(xié)黑帶考試試卷2009

1、解答20072009年中質(zhì)協(xié)黑帶考試試卷。1.黑帶是六西格瑪管理中最為重要的角色之一。在下面的陳述中，哪些不是六西格瑪黑帶應(yīng)承擔(dān)的任務(wù)： A.在倡導(dǎo)者（Champion）和資深黑帶（MBB）的指導(dǎo)下，帶領(lǐng)團(tuán)隊(duì)完成六西格瑪項(xiàng)目B.運(yùn)用六西格瑪管理工具方法，發(fā)現(xiàn)問(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。 D 解析：分配資源、監(jiān)控進(jìn)程是champion的職責(zé)。2. 確定項(xiàng)目選擇及項(xiàng)目?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D 解析 倡導(dǎo)

2、者根據(jù)業(yè)務(wù)需求決定項(xiàng)目是否需要開(kāi)展，并制定優(yōu)先級(jí)3. 在分析 X-R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 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)B 解析，Xbar-R控制圖，先分析組內(nèi)極差情況，如果組內(nèi)極差失控，要首先解決組內(nèi)問(wèn)題。（攘外必先安內(nèi)）4.在六西格瑪管理的組織結(jié)構(gòu)中，下面的陳述哪個(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C 解析 項(xiàng)目選擇要經(jīng)過(guò)倡導(dǎo)者的確認(rèn)，黑帶是關(guān)鍵，高層支持也是關(guān)鍵，綠帶是基礎(chǔ)5. 質(zhì)量管理

3、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： 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。 B 解析，B項(xiàng)是本意，倡導(dǎo)大質(zhì)量全面質(zhì)量管理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(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

4、顧客滿意程度的科學(xué)方法。 A 解析，六西格瑪最早應(yīng)用于制造業(yè)，但是后來(lái)在制造金融服務(wù)等行業(yè)都得到迅速發(fā)展，如美國(guó)銀行、中國(guó)平安、攜程網(wǎng)等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。 B 解析“確認(rèn)影響Y的關(guān)鍵原因”是A階段的任務(wù)8.在以下常用的 QC新七種工具方法中，用于確定項(xiàng)目工期和關(guān)鍵路線的工具是： A.親和圖 B.矩陣圖 C.PDPC法 D.網(wǎng)絡(luò)

5、圖 D 解析網(wǎng)絡(luò)圖或箭頭圖是專門用于確定工期和關(guān)鍵路線的圖。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) A 解析BSC從四個(gè)方面考核績(jī)效：?jiǎn)T工、流程、財(cái)務(wù)、顧客10. 在質(zhì)量功能展開(kāi)(QFD, Quality Function Deployment) 中，首要的工作是 ： A.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)估設(shè)計(jì)特色C DFSS中運(yùn)用QFD第一步要將客戶所需搞清楚11.在某檢驗(yàn)點(diǎn)，對(duì) 1000個(gè)

6、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 A. 0.0032 B. 3200 C. 32000 D. 1600B 解析分母1萬(wàn)，分子32，則DPMO=32/1萬(wàn) *100萬(wàn)=320012.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 B 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)DOE，是專門用來(lái)改善問(wèn)題的工具，不能用來(lái)挖掘問(wèn)題。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 B SIPOC又稱基礎(chǔ)流程圖或高

7、階流程圖，是專門用于界定流程范圍的。先做P然后做OC和SI14. 哪種工具可以用于解決下述問(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(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 B 解析PDPC主要是運(yùn)用運(yùn)籌學(xué)的理念，將流程中可能遇到的阻礙點(diǎn)制定對(duì)應(yīng)變化的一種方法，防止方案屢屢修改。關(guān)聯(lián)圖是將有因果關(guān)系的因素連接起來(lái)，表達(dá)一種邏輯關(guān)系。網(wǎng)絡(luò)圖（箭條圖）是統(tǒng)籌法的概念，將需要做的工作按照時(shí)間順序和從屬關(guān)系，用網(wǎng)絡(luò)形式表示的一

8、種圖形，可以清楚的表示出相互的依賴關(guān)系和制約關(guān)系等。15.下述團(tuán)隊(duì)行為標(biāo)示著團(tuán)隊(duì)進(jìn)入了哪個(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 B 顧名思義 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。D 項(xiàng)目章程十大要素包含上面全部17.在項(xiàng)目特許任務(wù)書(shū)(Team Charter)中

9、，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： 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。 A Business case 說(shuō)的是為何要做這個(gè)項(xiàng)目，如果不做這項(xiàng)目，目前存在的危害。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%A 整個(gè)流程合格率一定低于每個(gè)流程的合格率，所以A。 19. 在談到激勵(lì)技

10、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： 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C 馬斯洛經(jīng)典需求理論。20. 劣質(zhì)成本的構(gòu)成是： A.內(nèi)部損失和外部損失成本 B.不增值的預(yù)防成本鑒定成本內(nèi)部損失和外部損失成本 C.不增值的預(yù)防成本內(nèi)部損失和外部損失成本 D.鑒定成本內(nèi)部損失和外部損失成本

11、 B 解析COPQ是不增值的成本和質(zhì)量損失成本，包含預(yù)防成本+鑒定成本+故障成本（損失成本）等21. 某生產(chǎn)線上順序有3道工序，其作業(yè)時(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(duì)B 解析節(jié)拍時(shí)間Takt是流程中單位時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)出一個(gè)產(chǎn)品或部件的時(shí)間，在多工序中，節(jié)拍時(shí)間是最長(zhǎng)的哪個(gè)工序時(shí)間。比如本題，由于各個(gè)工序（假定ABC三工序）均是同步生產(chǎn)，所以480分鐘內(nèi)，A工序輸出60個(gè)產(chǎn)品，B工序輸出48個(gè)產(chǎn)品，C工序輸出80個(gè)，能夠在480分鐘內(nèi)輸出的產(chǎn)品只有48個(gè)（B瓶頸工序）。22. 下述網(wǎng)絡(luò)圖中，關(guān)鍵路徑是？（時(shí)間單位：天）

12、 1 6 9 103 4 7 2 5 8 3 4 1 2 2 3 1 2 3 3 1 41 6 A. B. C. D. C 原圖無(wú)法貼出，僅作介紹，關(guān)鍵路徑是路徑時(shí)間最長(zhǎng)的那條線。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) B，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

13、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？ A.相關(guān)系數(shù)為0.9，回歸系數(shù)為1.62 B.相關(guān)系數(shù)為 0.9，回歸系數(shù)為 0.9 C.相關(guān)系數(shù)為 0.9，回歸系數(shù)為 0.5 D.相關(guān)系數(shù)為 0.5，回歸系數(shù)為 0.5 A 相關(guān)系數(shù)是變量間的關(guān)系，不隨計(jì)量單位的變化而變化，依舊是0.9，公示中的系數(shù)是回歸系數(shù)，

14、將換算公式帶入回歸方程，可得Y=0.9*(9/5)X+b, 可見(jiàn)回歸系數(shù)大于1，故A。25. 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?？梢詳嘌裕?A. X近似為均值是 200，標(biāo)準(zhǔn)差是 20的正態(tài)分布。 B. X近似為均值是 200，標(biāo)準(zhǔn)差是 10的正態(tài)分布。 C. X是（180，220）上的均勻分布。 D. X是（190，210）上的均勻分布。B 解析，因?yàn)?/p>

15、中位數(shù)是2.3，所以大于和小于2.3的應(yīng)該相同，所以400個(gè)二極管應(yīng)該有200個(gè)大于2.3。對(duì)于每一次抽檢，因?yàn)闇y(cè)量結(jié)果不對(duì)其他測(cè)量結(jié)果產(chǎn)生影響，并且每次度數(shù)只有大于或小于2.3V兩種可能，檢驗(yàn)了400次。這是一個(gè)典型的二項(xiàng)式分布，并且概率p=0.5，n=400.依據(jù)二項(xiàng)式分布函數(shù)，E=np=200，=根號(hào)np（1-p）=根號(hào)400*0.25=10.故此分布式均值200，標(biāo)準(zhǔn)差10的二項(xiàng)式分布（近似正態(tài)分布）。26. 容易看到，在一個(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

16、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)最低值，然后求平均 C樣本眾數(shù)（Mode），即樣本分布中概率最高者。 D 樣本中位數(shù)（Median）D 財(cái)富分配只能用中位數(shù)，因?yàn)槭軆蓸O極限數(shù)據(jù)影響太大。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的人因?yàn)榛径际恰敖y(tǒng)計(jì)學(xué)學(xué)文盲”，所以采用平均數(shù)，讓國(guó)民收入“被增長(zhǎng)”。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): A.平均值偏離目標(biāo)12 毫米 大約

17、 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) A 解析Cp=1.33說(shuō)明過(guò)程潛在能力尚可，但是過(guò)程能力指數(shù)Cpk=1.00 說(shuō)明不足。根據(jù)Cp和Cpk的計(jì)算公式可知，樣本均值=基準(zhǔn)值的時(shí)候，Cp=Cpk，當(dāng) 偏離基準(zhǔn)值的時(shí)候Cpk<Cp. 依據(jù)公式3=13-均值， 6*1.33=2，所以，13-均值=3=1/1.33=0.75，所以均值=12.25（或11.75），即偏離目標(biāo)值0.2528.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

18、7 2 ，則其樣本均值 X近似為 A. 50 B. 54 C. 62 D. 64 B 解析第二組和第三組的數(shù)據(jù)多，所以X近似值應(yīng)該在 5060之間，只有B。也可以根據(jù)樣本分組估算公式計(jì)算。29. 在某快餐店中午營(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分布類型將改變。 B 泊松分布的特性是均值=方差，而且n個(gè)泊松分布相加依舊是柏松分布，一分鐘的泊松分布可看成2個(gè)半分鐘泊松分布的相加。30.

19、 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. 1/3 B. 1/6 C. 1/7 D. 2/7 解析a=2b，b=2c，則，a=4c，則，a b c分別為4c 2c c，所以a占4/7,b占2/7，c占1/7. 隨機(jī)抽取b，概率為2/731. 為調(diào)查呼吸阻塞癥在中國(guó)發(fā)病率，發(fā)了 5000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

20、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B 解析，發(fā)放5000分只收回1/5，此值估計(jì)偏高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-value<0.005因而判數(shù)據(jù)“非正態(tài)”， “Ryan-Joiner（Similar toS

21、hapiro-Wilk）” 檢驗(yàn) p-value>0.10以及“Kolmogorov Smirnov” 檢驗(yàn) p-value>0.15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)”。 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。 C 解析，只要一種檢測(cè)證明非正態(tài)，即非正態(tài)。33. 已知

22、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.分布類型已改變 C 解析泊松分布具有可加性，泊松分布的均值和方差相等。由100米變成4米，可看成100米是由25個(gè)4米組成的泊松分布。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)

23、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)。 C 解析指數(shù)分布均值等于標(biāo)準(zhǔn)偏差。指數(shù)分布不具備可加性，均值不會(huì)改變，標(biāo)準(zhǔn)偏差也不會(huì)改變。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) C 解析這是典型的二項(xiàng)式分布（概率已知，每次收取不對(duì)其他抽取產(chǎn)生影響，每次結(jié)果只有成功失敗兩種可能），則原題的概率是抽到0個(gè)不良和1個(gè)不良概率，C320* 0.

24、010*0.9932+C321*0.011*0.9931=0.959.36. 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 500±15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.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。 A 解析天平存在10g的偏倚，偏倚可以通過(guò)校準(zhǔn)消除。P/T=5.15/30<30%，說(shuō)明此天平的GR&R還行

25、。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。B 解析再現(xiàn)性是再次測(cè)定的情況下發(fā)生的誤差，由于人不變，而每次都對(duì)設(shè)備進(jìn)行設(shè)定，已經(jīng)有了一個(gè)變化，所以B。38. 車床加工軸棒，其長(zhǎng)度的公差限為180±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

26、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 B 解析P/T是5.15/=5.15*0.2/6=1/6,大于10% 小于30%。所以勉強(qiáng)合格。39. 在鉗工車間自動(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

27、結(jié)論: 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)程波動(dòng)比(R&R%), 從而無(wú)法判斷 C 解析根據(jù)P/TV比，GR&R/t=5/8>30%，所以測(cè)量系統(tǒng)不合格40. 對(duì)于正態(tài)分布的過(guò)程,有關(guān) Cp、Cpk和缺陷率的說(shuō)法，正確的是： A.根據(jù)Cp 不能估計(jì)缺陷率, 根據(jù) C pk才能估計(jì)缺陷率 B.根據(jù)Cp 和C pk才能估計(jì)缺陷率 C.缺陷率與Cp 和C pk無(wú)關(guān) D.以

28、上說(shuō)法都不對(duì) B 解析有計(jì)算公式可知，僅靠Cpk只能得出缺陷的范圍，聯(lián)合Cp才能估算缺陷率。這也是為何常用Z值代替Cpk的原因。41. 對(duì)于一個(gè)穩(wěn)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) Cp =1.65， C pk=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。B Cp是流程能力，Cpk是能力指數(shù)，Cp反映的是整個(gè)流程標(biāo)準(zhǔn)差占據(jù)容差的比例，反映的是過(guò)程能力；而Cpk反映的還包

29、含了過(guò)程均值距離目標(biāo)值的偏差。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： A（40，60）間的均勻分布。B（45，55）間的均勻分布。C均值為50，標(biāo)準(zhǔn)差為10的正態(tài)分布。D均值為50，標(biāo)準(zhǔn)差為5的正態(tài)分布。D 解析這是符號(hào)檢驗(yàn)二項(xiàng)式分布的典型例子，在樣本數(shù)量大于30的時(shí)候可以近似為正態(tài)分布。其中均值是np=50，方差是np(1-p)=25（所以=5），所以D43. 某生產(chǎn)線有三道彼此獨(dú)立

30、的工序，三道工序的合格率分別為：95%，90%，98%。 如下圖所示： P=95% P=90% P=98% 每道工序后有一檢測(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？ A. 90% B. 98% C. 83.79% D. 83% C 解析此題是累計(jì)直通率的概念，三個(gè)合格率累積（連乘）=C44. 一批數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)量計(jì)算結(jié)果顯示，均值和中位數(shù)都是100。這時(shí)，在一般情況下可以得到的結(jié)論是： A.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 D 解析不能確定分布類型，但是本題前提“一般意義上”，也就是說(shuō)不考慮特殊情況，分布

31、多半會(huì)呈現(xiàn)對(duì)稱分布，即A（當(dāng)然這只是出題者一廂情愿的說(shuō)法），故原題答案為A。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，則該樣本均值準(zhǔn)差近似為： A. 0.4 B. 0.5 C. 1.4 D. 1.5B 解析指數(shù)分布，均值=標(biāo)準(zhǔn)偏差，原分布中，均值=標(biāo)準(zhǔn)偏差=1/ =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?shù)母?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。對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用:

32、 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B 解析，測(cè)量的是每個(gè)病人吃藥前后的血壓，因此數(shù)據(jù)配對(duì)，因此用配對(duì)T檢驗(yàn)，即B47. 為了判斷 A車間生產(chǎn)的墊片的變異性是否比 B車間生產(chǎn)的墊片的變異性更小，各抽取 25個(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檢驗(yàn) D兩樣本 Mann-Whitney秩和檢驗(yàn) A 解析考慮的是變異性，即考察，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

33、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 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： 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) B 解析原理同46題，是典型的配對(duì)數(shù)據(jù)，用配對(duì)T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

34、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-Test 0.181 Test Statistic 2.80 P-Value 0.188 Levene's Test Test Statistic 1.96 P-Value Two-sample T for strength_After vs strength_Before N Mean StDev SE Mean strength_After 10 531.45 9.84 3.1

35、 strength_Before 8 522.44 5.88 2.1 Difference = mu (strength_After) - mu (strength_Before) Estimate for difference: 9.01250 95% lower bound for difference: 2.10405 T-Test of difference = 0 (vs >): T-Value = 2.28 P-Value = 0.018 DF = 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(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

36、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。B 解析，原圖無(wú)法貼出，發(fā)生了亂碼，但是可以從P看出。根據(jù)雙樣本T檢驗(yàn)，強(qiáng)度的確有所提高（p<0.05，采用對(duì)立假設(shè)）。采用等方差檢驗(yàn)，波動(dòng)（方差）的P值>0.05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 Catalyst Source DF SS MS F P Catalyst 2 70.11 35.06

37、11.23 0.001 Error 15 46.83 3.12 Total 17 116.94 S = 1.767 R-Sq = 59.95% R-Sq(adj) = 54.61% Level N Mean StDev A 6 26.500 1.871 B 6 21.667 1.633 C 6 24.000 1.789 * Tukey 95% Simultaneous Confidence Intervals All Pairwise Comparisons among Levels of Catalyst Individual confidence level = 97.97% Cataly

38、st = A subtracted from: Catalyst Lower Center Upper B -7.481 -4.833 -2.186 C -5.147 -2.500 0.147 Catalyst = B subtracted from: Catalyst Lower Center Upper C -0.314 2.333 4.981 * Fisher 95% Individual Confidence Intervals All Pairwise Comparisons among Levels of Catalyst Simultaneous confidence level

39、 = 88.31% Catalyst = A subtracted from: Catalyst Lower Center Upper B -7.008 -4.833 -2.659 C -4.674 -2.500 -0.326 Catalyst = B subtracted from:（從C中減去B得：） Catalyst Lower Center Upper C 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： A. 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：

40、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。B 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P<0.05說(shuō)明有差異。

41、根據(jù)Fisher方法，A-B，A-C不包含零值，既有顯著差異；B-C不包含零值，所以有顯著差異。根據(jù)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)?！撅@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

42、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 4 C 解析，十片疊加均值變成十倍。根據(jù)方差可加性，得0.2*0.2*10=0.452. M車間負(fù)責(zé)測(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

43、）”中，術(shù)語(yǔ)“再現(xiàn)性”應(yīng)這樣解釋： 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)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。B 解析，GR&R是一直存在的，這里的Reproducibility是指設(shè)定不同的初始值，導(dǎo)致的測(cè)量誤差。53. 在箱線圖(Box-Plot)分析中，已知最小值=-4；Q1=1；Q3=4；最大值=7；則正確的說(shuō)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

44、：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 A 解析須點(diǎn)是廂式圖中兩根線的端點(diǎn)，一般不是最大最小值，但也肯定不會(huì)超過(guò)最大值最小值（C砍掉，BD砍掉）。也可以計(jì)算上須點(diǎn)=Q3+1.5（Q3-Q1）=4+1.5*3=8.5=7（超過(guò)最大值，采用最大值），下須點(diǎn)=Q1-1.5（Q3-Q1）=1-1.5*3=-3.554. 強(qiáng)力變壓器公司的每個(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

45、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： 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（General LinearModel）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）

46、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。C 解析，數(shù)據(jù)排列為工人A對(duì)應(yīng)十個(gè)繞線器，每個(gè)繞線器對(duì)應(yīng)2個(gè)數(shù)據(jù)，屬于嵌套數(shù)據(jù)而不是交叉數(shù)據(jù)。故采用嵌套方差分析。55. 對(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

47、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。 A（D）

48、ANOVA方法比T要高級(jí)，在可以用T的檢驗(yàn)中，一般都可用ANOVA代替。雖然ANOVA誠(chéng)如D所言，但是一旦判別P值存在顯出差異后，可以通過(guò)比較均值大小判斷單側(cè)問(wèn)題。但是本題標(biāo)準(zhǔn)答案是D，估計(jì)是考慮到A選項(xiàng)中的說(shuō)法過(guò)于絕對(duì)。實(shí)際應(yīng)用中ANOVA可以替代T檢驗(yàn)。56. M公司中的Z車間使用多臺(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： 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（

49、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- Cros

50、sed），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。C 解析，這組數(shù)據(jù)個(gè)格式是每個(gè)人對(duì)應(yīng)5個(gè)機(jī)器，每個(gè)機(jī)器對(duì)應(yīng)10個(gè)產(chǎn)品，屬于嵌套。因此選用Nested ANOVA分析。（原體有歧義，C答案是說(shuō)3人每個(gè)人都隨機(jī)5臺(tái)機(jī)器，而不是隨即5臺(tái)機(jī)器，讓這個(gè)3個(gè)人使用。但是原題中“這5臺(tái)”另一種讀法是隨機(jī)了5臺(tái)機(jī)器，如果去掉“這”字會(huì)更好）57. 在選定 Y為響應(yīng)變量后, 選定了 X1,X2,X3為自變量,并且用最小二乘法建立了多元回歸方程。在MINITAB軟件輸出的ANOVA表中，看到 P-Value=0.0021。在統(tǒng)計(jì)分析的輸出中，找到了對(duì)各個(gè)

51、回歸系數(shù)是否為0的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。由此可以得到的正確判斷是： A 3個(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。DANOVA表中的 P-VA

52、LUE=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。C 解析P小于0.05說(shuō)明回歸方程是顯著的，并且至少一個(gè)回歸系數(shù)顯著。但是不代表至少一個(gè)因子的回歸系數(shù)顯著，比如可能是X1X2乘積的回歸系數(shù)顯著（即交互作用顯著）。58. 已知一組壽命（Life Time）數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布?，F(xiàn)在希望用 Box-Cox變換將其轉(zhuǎn)化為正態(tài)分布。在確定變換方法時(shí)得到下圖： Lambda Lower?CL Upper?CL Lambda 0.221445 (using 95.0% confidence) Estimate 0.221445 Lower?CL 0.060195 Upper?CL 0.3969

53、62 Best Value Box-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)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。 B 介紹原圖無(wú)法貼出，僅作介紹，當(dāng)數(shù)據(jù)不正態(tài)后要用BOX轉(zhuǎn)換，變成正態(tài)數(shù)據(jù)才能分析。轉(zhuǎn)換方式就是在所有的數(shù)做“Lambda”次方。59. 為了研究軋鋼過(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 70c

54、m。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. 40 B. 4 C. 0.4 D. 0.2C 解析代碼化之后，50=-1，70=1，即60=0。代碼中回歸系數(shù)是4，即A每變化1（10cm），A引起的Y變化4；那么那么未代碼的時(shí)候，A每變化1cm（原來(lái)的1/10），A引起的Y變化就是4/10=0.4。即A回歸系數(shù)0.460. 為了判斷兩個(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： A由于樣本相關(guān)系數(shù)小于

55、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 C 解析相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)符合P（r>ra）=。這個(gè)函數(shù)是跟自由度（n-2）值有關(guān)的函數(shù)。自由度越大（樣本越大）滿足相關(guān)性所需要的相關(guān)系數(shù)就越小。61. 響應(yīng)變量Y與兩個(gè)自變量（原始數(shù)據(jù)）X 1及X2建立的回歸方程為: y =2.2 + 30000x1 + 0.0003x2 由此方程可以得到結(jié)論是: A. X1對(duì) Y的影響比 X 2對(duì) Y的影響要顯著得多 B. X1對(duì) Y的影響比 X 2對(duì) Y的影響相同 C. X2對(duì) Y的影響比