2010六西格瑪黑帶試題解讀

中國質量協(xié)會注六西格瑪黑帶考樣題一單選題:（1.六西格瑪管理的組織結構中下面的陳述哪個是正確的:A黑帶應當自主決定項目選擇B綠帶的數(shù)量和素質是推行六西格瑪獲得成功的關鍵因素C倡導者對六西格瑪活動整體負責確定前進方向D以上都不是（2質量管理大師戴明先生在其著名的質量管理十四條中指出停止依靠檢驗達成質量的做法",句話的含義是:A企業(yè)雇傭了太多的檢驗人員對經(jīng)營來說是不經(jīng)濟的.B質量是設計和生產(chǎn)出來的不是檢驗出來的.C在大多數(shù)情況下應該由操作人員自己來保證質量而不是靠檢驗員保證.D人工檢驗的效率和準確率較低依靠檢驗是不能保證質量的.（）3在下列陳述中不正確的是:A六西格瑪管理僅是適合于制造過程質量改進的工具;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六西格瑪管理是增強企業(yè)領導力和綜合素質的管理模式;D六西格瑪管理是不斷提高顧客滿意程度的

尋求各方的支持和理解;D負責整個組織六西格瑪管理的部署為團隊確定六西格瑪管理推進目標分配資源并監(jiān)控進展.（5確定項目選擇及項目優(yōu)先級是下列哪個角色的責任A黑帶B黑帶大師C綠帶D倡導者（）6在分析R控制圖時應A先分析圖然后再分析圖B先分析圖然后再分析圖C.和圖無關應單獨分析D以上答案都不對（）7下列說法錯誤的是:A界定階段包括界定項目范圍組成團隊.B測量階段主要是測量過程的績效即Y,測量前要驗證測量系統(tǒng)的有效性找到并確認影響的關鍵原因.C分析階段主要是針對進行原因分析找到并驗證關鍵原因.D改進階段主要是針對關鍵原因尋找改進措施并驗證改進措施.（）8在以下常用的Q新七種工具方法中,用于確定項目工期和關鍵路線的工具是:A親和圖B矩陣圖科學方法. C.PDPC（4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承擔的任務:A在倡導者(Champion)(MB)指導下帶領團隊完成六西格瑪項目B運用六西格瑪管理工具方法發(fā)現(xiàn)問題產(chǎn)生的根本原因確認改進機會;C與倡導者資深黑帶以及項目相關方溝通,

D網(wǎng)絡圖（）9.平"記分卡是由下述哪幾個維度構成的:A財務顧客內部業(yè)務流程員工學習與成長B評價系統(tǒng)戰(zhàn)略管理系統(tǒng)內部溝通系統(tǒng)C業(yè)績考評系統(tǒng)財務管理系統(tǒng)內部流程D財務系統(tǒng)績效考核系統(tǒng)顧客關系管理系統(tǒng)（1）10.質量功能展開(QFD,

團隊的任務已為其成員所了解但他們對實現(xiàn)目標的最佳方法存在著分歧團隊成員仍首先QualityFunctionDloyment)A客戶競爭評估B技術競爭評估C決定客戶需求D評估設計特色

個體來思考并往往根據(jù)自己的經(jīng)歷做出決定.這些分歧可能引起團隊內的爭論甚至矛盾.A形成期B震蕩期C規(guī)范期D執(zhí)行期(2)在某檢驗點對10個某零件進行檢驗,每個零件上有1個缺陷機會結果共發(fā)現(xiàn)16個零件不合格合計3個缺陷則DPO

(4)在界定階段結束時下述哪些內容應當?shù)靡源_定1項目目標A.0.0032B.3200C.32000D.1600

2項目預期的財務收益3項目所涉及的主要過程4項目團隊成員A.1;(3)下面.舉的工具中哪個一般不是在項 B.和4;目選擇時常用的工具: C.和3;A排列圖(Pareto) D.1和3B實驗設計C.QFD (4)在項目特許任務書(TeamCharter)D因果矩陣(3)六西格瑪項目團隊在明確項目范圍時,應采用以下什么工具A因果圖

需要陳述經(jīng)營情況"(Business稱Case,為項目背景)該項內容是為了說明:A為什么要做該項目;B項目的目標;B.S圖POCC.PDPC

C項目要解決的問題;D問題產(chǎn)生的原因.D頭腦風暴法(3)工具可以用于解決下述問題:一項任務可以分解為許多作業(yè)這些作業(yè)相互

(2)過程由三個工作步驟構成如圖所示)每個步驟相互獨立每個步驟的一次合格率FTY依賴和相互制約團隊希望把各項作業(yè)之間的 別是:FTY1=99%;FTY2=97%;F這種 則整個過程的格率為依賴和制約關系清晰地表示出來并通過適當?shù)姆治稣页鲇绊戇M度的關鍵路徑從而能進行統(tǒng)籌協(xié)調.

A.92.2%B.99%C.96%A.P過程決策程序圖) D.97.3%B箭條圖網(wǎng)絡圖)C甘特圖D關聯(lián)圖(3)下述團隊行為標示著團隊進入了哪個發(fā)展階段

(3)到激勵技巧時常常會基于馬斯洛(Masl五個基本需求理論馬斯洛認為:人們的最初激勵來自于最低層次的需求當這個需求被滿足后激勵便來自于下一個需求.那么按 .可以隨意設定比率因為此比率與測量系照馬斯洛理論人們需求層次從低到高的順序 統(tǒng)是否合格是無關的就是: .以上都不對.安全需要→生存需要→尊重→歸屬感→成就或自我實現(xiàn)步驟1步驟2步驟3

（24美國工程師的項目報告中提到在生產(chǎn)過程中當華氏度介于(70產(chǎn)量.生存需要→安全需要→尊重→歸屬感→成 獲得率以就或自我實現(xiàn) 百分比計算與溫度以華氏度為單位密切相.生存需要→安全需要→歸屬感→尊重→成 關相關系數(shù)為0.9),得到了回歸方程如就或自我實現(xiàn) 下:.生存需要→安全需要→歸屬感→成就或自 Y=0.9X+32我實現(xiàn)→尊重（）20劣質成本的構成是:

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與華氏度()的換算.內部損失和外部損失成本 169103.不增值的預防成本鑒定成本內部損失和 47外部損失成本 258.不增值的預防成本內部損失和外部損失 3成本 41.鑒定成本內部損失和外部損失成本 22312（）.某生產(chǎn)線上順序有道工序其作業(yè)時3間分別是分鐘,鐘,分鐘則生產(chǎn)線的 3節(jié)拍是: 1.分鐘 41.1分鐘 6.分鐘 關系是:.以上都不對 C=5/9(F2)請問換算后的相關系數(shù)和回歸系數(shù)各是多少（）22下述網(wǎng)絡圖中關鍵路徑是時間單位天)

.相關系數(shù)為0.歸系數(shù)為1.62.相關系數(shù)為0.歸系數(shù)為0.9.相關系數(shù)為0.歸系數(shù)為0.5.①③⑥⑧⑩ .相關系數(shù)為0.歸系數(shù)為0.5.①③⑥⑨⑩.①④⑥⑧⑩.①④⑥⑨⑩

（）25.于流水上生產(chǎn)的一大批二極管的輸出電壓進行了測定.經(jīng)計算得知它們的中位數(shù)為2.3V.（）23.于離散型數(shù)據(jù)的測量系統(tǒng)分析通常應提供至少3件產(chǎn)品由個測量員對每件產(chǎn)品重復測量次記錄其合格與不合格數(shù)目.對于3件產(chǎn)品的正確選擇方法應該是:

月日上午從該批隨機抽取了4二極管,對于它們的輸出電壓進行了測定.記為輸出電壓比2.的電子管數(shù)結果發(fā)現(xiàn),X=.8了檢測此時的生產(chǎn)是否正常.先要確定的分.依據(jù)實際生產(chǎn)的不良率選擇成比例的合 布.格及不合格樣品 可以斷言:.至少1件合格至少1件不合格這與實 .近似為均值是200,差是2的正態(tài)分際生產(chǎn)狀態(tài)無關 布.B.似為均值是200,差是1的正態(tài)分布.C.是(180,220)分布.D.(190,21勻分布.（）26.易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)出嚴重

C平均值是2的泊松(Poion)D分布類型將改變.（）30.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)品中隨機抽取一個此產(chǎn)品為二級品的概率是的右偏傾向. A.1/3為了調查市的住房狀況隨機抽取了100B.1/6住戶測量了他們的住房面積在這種情況下,C.1/7代表 D.2/7一般住房狀況的最有代表性的指標應該是: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 （31為調查呼吸阻塞癥在中國發(fā)病率發(fā)平均 了5000卷由于呼吸阻塞癥與嗜睡癥有C樣本眾數(shù)(Mo分布中概率最高者.

密切關系問卷都是關于是否有嗜睡傾向的后來問卷只D樣本中位數(shù)(Median) 回收約10對回答了問卷的人進行了檢測發(fā)（）27.起重設備廠中,對于供應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毫米供應商對他們本月生產(chǎn)狀況的報告中只提

現(xiàn)呼吸阻塞癥患病率為12此比率數(shù)值是否準確的判斷應為:A可以認為此數(shù)是發(fā)病率的正確估計B由于未回收問卷較多此值估計偏高供給出Cp=1.33,Cpk=100C由于未回收問卷較多此值估計偏低可以對 D.1少上述發(fā)病率的估計無意義于墊片生產(chǎn)過程得出結論說:A平均值偏離目標12毫米大約0.25B平均值偏離目標12毫米大約0米C平均值偏離目標12毫米大約0.75D以上結果都不對

（）32對于一組共2個數(shù)據(jù)進行正態(tài)性檢驗使用MIN先后依次使用了"Anderson-Darling","Ryan-Joiner(SimilartoSha"Kolmogorov"但卻得到了（）2表是一個分組樣本 3間(35,45](45,55](55,65](65,75]頻數(shù)3872 "Anderson-Darling以及0.10則其樣本均值近似為 "Kolmogorovv"-value>0.15A.50 都判數(shù)據(jù)B.54 正態(tài)"這時候正確的判斷是:C.62 A按少數(shù)服從多數(shù)原則判數(shù)據(jù)正態(tài)".D.64 B任何時候都相信最權威方法".正態(tài)分布檢驗中相信MIN擇的缺省方（）29.某快餐店中午營業(yè)期間內每分鐘法顧客到來人數(shù)為平均值是分布若考

的泊松(Poisson)derson-Darl非正態(tài)".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(Poion)B平均值是4的泊松(Poion)

C檢驗中的原則總是拒絕是有說服力的",因而只要有一個結論為拒絕則相信此結果.因此應判數(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判斷,才能下結論.（533.已知化纖布每匹長100米每匹布內的瑕疵點數(shù)服從均值為10的Poi縫制一套工作服需要米化纖布問每套工作服上的瑕疵點數(shù)應該是:A均值為10的PoissonB均值為25PoissonC均值為0.的PoissonD分布類型已改變（34從平均壽命為1000小時壽命為指數(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小時的指數(shù)分布B平均壽命近似為均值是1000小時標準差為100小時的正態(tài)分布C平均壽命近似為均值是1000小時標準差為10小時的正態(tài)分布D以上答案都不對.

（537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)進行設定這時,再現(xiàn)性誤差是指:A被測對象不變測量人員不變各次獨立重復測量結果之間的差異;B被測對象不變在不同初始狀態(tài)的設定下,各次測量結果之間的差異;C同一測量人員對各個被測對象各測一次,測量結果之間的差異;D以上都不是.（5）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)現(xiàn)重復性標準差為0.1毫米再現(xiàn)性標準差為0.1毫米從%P角度來分析可以得到結論:A本測量系統(tǒng)從%P度來說是完全合格的B本測量系統(tǒng)從%P度來說是勉強合格的C本測量系統(tǒng)從%P度來說是不合格的D上述數(shù)據(jù)不能得到%P從而無法判斷（5）39在鉗工車間自動鉆空的過程中取30個鉆空結果分析其中心位置與規(guī)定中心（5）35.某供應商送來一批零件批量很大,假定該批零件的不良率為1%今從中隨機抽取3件若發(fā)現(xiàn)個或個以上的不良品就退貨問接受這批貨的概率是多少

點在水平方向的偏差值的平均值為1微米標準差為8微米測量系統(tǒng)進行分析后發(fā)現(xiàn)重復性(Repeatbility)準差為3微米再現(xiàn)性(Reproducibility)A.72.4%B.23.5%C.95.9%

準差為微米從精確度過程波動的角度來分析,可以得到結論:D以上答案都不對（536某企業(yè)用臺秤對某材料進行稱重該材料重量要求的公差限為500±15克現(xiàn)將一個500克的砝碼放在此臺秤上去稱重測量2次結果發(fā)現(xiàn)

A本測量系統(tǒng)從精確度過程波動比(R&R%)來說是完全合格的B本測量系統(tǒng)從精確度過程波動比(R&R%)來說是勉強合格的C本測量系統(tǒng)從精確度過程波動比(R&R%)來說是不合格的均值為510克標準差為1克這說明: D上述數(shù)據(jù)不能得到精確度過程波動比A臺秤有較大偏倚(Bi準B臺秤有較大的重復性誤差已不能再使用,需要換用精度更高的天平.C臺秤存在較大的再現(xiàn)性誤差需要重復測量來減小再現(xiàn)性誤差.D測量系統(tǒng)沒有問題臺秤可以使用.

(R&R從而無法判斷（5）40對于正態(tài)分布的過程有關pC,p缺陷率的說法正確的是:A根據(jù)p不能估計缺陷率,根據(jù)p能估計缺陷率B根據(jù)p和p能估計缺陷率

B.98%C.83.79%D.83%C缺陷率與p和pkC關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)過程計算出它的工序能力指數(shù)pC=1.65,pkC=2.

（）44.批數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計量計算結果顯示均值和中位數(shù)都是10這時在一般情況下可以得到的結論是:A此分布為對稱分布B此分布為正態(tài)分布C此分布為均勻分布D以上各結論都不能肯定應該對生產(chǎn)過程作出下列判斷: （45從參數(shù)λ=0指數(shù)分布中隨機抽A生產(chǎn)過程的均值偏離目標太遠且過程的標準差太大.B生產(chǎn)過程的均值偏離目標太遠過程的標準差尚可.C生產(chǎn)過程的均值偏離目標尚可但過程的標準差太大.D對于生產(chǎn)過程的均值偏離目標情況及過程的標準差都不能作出判斷.

取容量為25一個樣本則該樣本均值∑==251251iixX標準差近似為:（）42.定軸棒生產(chǎn)線上要對軸棒長度進A.0.4行檢測假定軸棒長度的分布是對稱的不一 B.0.5定是正態(tài)分布), C.1.4分布中心與軸棒長度目標重合對于10 D.1.5軸棒將超過目標長度者記為"將小于目標長度者記為"記N為出現(xiàn)正號個數(shù)總和則N+的分布近似為:

（）46.藥廠最近研制出一種新的降壓藥,為了驗證新的降壓藥是否有效實驗可按如下方式進行選A.(40,60)布.B.(45,55)布.

擇若干名高血壓病人進行實驗并記錄服藥前后的血壓值然后通過統(tǒng)計分析來驗證該藥是C均值為5準差為1的正態(tài)分布.D均值為5準差為的正態(tài)分布.

否有效.對于該問題應采用:（）43.生產(chǎn)線有三道彼此獨立的工序三P=95%P=98%P=90%道工序的合格率分別為:95%,90%,98%.雙樣本均值相等性檢驗如下圖所示: B配對均值檢驗C.驗D方差分析每道工序后有一檢測點可檢出前道工序的缺陷缺陷不可返修問此時整條線的初檢合格率是多少

（）47為了判斷車間生產(chǎn)的墊片的變異性是否比車間生產(chǎn)的墊片的變異性更小各抽取2個墊片后測量并記錄了其厚度的數(shù)值發(fā)現(xiàn)兩組數(shù)A.90% 據(jù)都是正態(tài)分布下面應該進行的是:A兩樣本檢驗 Levene'sTestB兩樣本檢驗 TestStatistic1.96C兩樣本配對差值的檢驗 P-ValueD兩樣本Mann-W秩和檢驗ey TestforEqualVariancesfo（）48為了降低汽油消耗量,研究所研制 Two-sampleTforstrength_A成功一種汽油添加劑該所總工程師宣稱此添 strength_Before加劑將使行駛里程提高2%輸公司想驗證此添加劑是否 NMeanStDevSEMean有效調集本公司各種型號汽車3輛發(fā)給每 strength_After10531.459.輛汽車 strength_Before8522.445.普通汽油及加注添加劑汽油各1升記錄了每輛車用兩種汽油的行駛里程數(shù)共計6個數(shù)據(jù).Difference=mu(strength_A檢驗 (strength_Before)添加劑是否有效的檢驗方法應該是: Estimatefordifference:9.A雙樣本均值相等性檢驗. 95%lowerboundfordiffereB配對樣本檢驗 T-Testofdifference=0(vC.驗 =2.28P-Value=0.018DF=D兩樣本非參數(shù)Mann-WhitneyA改進后平均抗拉強度有提高但抗拉強度的波動也增加了.（）49原來本車間生產(chǎn)的鋼筋抗拉強度不夠高經(jīng)六西格瑪項目改進后鋼筋抗拉強度似有提高為了檢驗鋼筋抗拉強度改進后是否確有提高改進前抽取根鋼筋改進后抽取1根鋼筋記錄了他們的抗拉強度希望檢驗兩種鋼筋的抗拉強度平均值是否有顯著差異經(jīng)檢驗這兩組數(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用計算機計算得到下列結果.time

B改進后平均抗拉強度有提高但抗拉強度的波動未變.C改進后平均抗拉強度無提高但抗拉強度的波動增加了.D改進后平均抗拉強度無提高抗拉強度的波動也未變.（）50.了比較A,催化劑對硝酸氨產(chǎn)量的影響在三種催化劑下各生產(chǎn)了批產(chǎn)品進行了單因素方差分析(ANA)結果如下所顯示.95%BonferroniConfidence-Intervals:foroductversStDevs SourceDFSSMSFPBefore Catalyst270.1135.0611.2After Error1546.833.1220.017.515.012.510.07.55.0l17116.94time S=1.767=59.R-Sq(adj)61%strength LevelNMeanStDevBeforeAfter550540530520510

A626.5001.871B621.6671.633C624.0001.789F-Test ***************************0.181 ********************TestStatistic2.80 Tukey95%SimultaneousConfP-Value0.188 IntervalsAllPairwiseComparisons2a1起ev1墊起來CatalystIndividual

后總厚度的均值和方差為:confidencel均值.m7.97%Catalyst=Asubtracted均值;0.04CatalystLowerCenterU均值0;0.4B-7.481C-5.147

-4.833-2.186D均值20;4-2.5000.147Catalyst=Bsubtracted車M負責測量機柜的總電阻值由CatalystLowerCenter的是自動數(shù)字式測電阻儀不同的C-0.3142.3334.981測量員間不再***************************但在測量時要先設定初始電壓值************** V這里對可以有種選擇方法作測量系統(tǒng)Fisher95%IndividualConfidenceIntervals 時使用傳統(tǒng)方法對1個機柜都用種不同AllPairwiseComparisons的Vm量vel測統(tǒng)的CatalystSimultaneous

重confidence性levela=a8現(xiàn)性Catalyst=AsubtractedRfrom:uciity這樣CatalystLowerCenterUpperB-7.008-4.833C-4.674-2.500

-2.659釋:-0.326A不使用不同的測量員就不再有再現(xiàn)性"Catalyst=Bsubtracted差from:CatalystLowerCenter設定的值所引起的變異是再現(xiàn)性C0.1592.3334.508 誤差.由上面這些結果如果我們希望兩兩比較時總的第類錯誤風險控制為5該選用的結論是:A.催化劑效果無顯著差異.B采用Tuk總第I類錯誤風險為5%,其計算結果為:,無顯著差異,但催化劑的產(chǎn)量顯著高于催化劑的產(chǎn)量.C采用Tu全部總體參加比較時總第類錯誤風險選定為5計算結果為:A間無顯著差異但催化劑及的產(chǎn)量都顯著高于催化劑的產(chǎn)量.D采用Fis多總體中任意二總體進行比較時第類錯誤風險皆選定為5計算結果為:種催化劑下的產(chǎn)量都顯著不同催化劑的產(chǎn)量顯著高于催化劑的產(chǎn)量催

C同一個設定的值多次重復測量同樣一個機柜所引起的變異是再現(xiàn)性誤差.D在不同時間周期內用此測電阻儀測量同一個機柜時測量值的波動是再現(xiàn)性誤差.（）53在箱線圖(Box-Plo知最小值=-4;Q1=1;Q3確的說法是:A上須觸線終點為:須觸線終點為:-3.5B上須觸線終點為:8觸線終點為:-3.5C上須觸線終點為:須觸線終點為:-4D上須觸線終點為:8觸線終點為:-4（）54強力變壓器公司的每個工人都操作化劑的產(chǎn)量顯著高于催化劑的產(chǎn)量當然 自己的15繞線器生產(chǎn)同種規(guī)格的小型變催化劑的產(chǎn)量也顯著高于催化劑的產(chǎn) 壓器原定的變壓量. 之電壓比為2.50,上的電壓比總有些誤差為了分析究竟是什么原因導致電壓比變（）5公司生產(chǎn)墊片在生產(chǎn)線上隨機抽異過大,取1墊片發(fā)現(xiàn)其厚度分布均值為2.0mm讓個工人每人都操作自己任意選定的10標準差為 臺繞線器各生產(chǎn)1臺變壓器對每臺變壓器都測量了2 即不等于"的問題因而不能用ANOVA次電壓比數(shù)值這樣就得到了共6個數(shù)據(jù)為了分析電壓比變異產(chǎn)生的原因應該:A將工人及繞線器作為兩個因子進行兩種

方法替代.（）5公司中的車間使用多臺自動車床方式分組的方差分析(Two-Way分ANOVA),釘其關鍵尺寸是根部的直徑為了分算出兩個因子的顯著性并根據(jù)其顯著性所顯示的值對變異原因作出判斷.B將工人及繞線器作為兩個因子按兩個因子交叉(Cro)一般線性模型(General

析究竟是什么原因導致直徑變異過大讓個工人并隨機選擇臺機床每人分別用這車床各生產(chǎn)1個螺釘,共生產(chǎn)1螺釘對每個螺釘測量其直徑得到1數(shù)據(jù)為了分析直徑變異產(chǎn)生的原因,Linear子的方差分量及 應該:誤差的方差分量并根據(jù)這些方差分量的大小對變異原因作出判斷.C將工人及繞線器作為兩個因子按兩個因

A將工人及螺釘作為兩個因子進行兩種方式分組的方差分析(Two-Way分ANOVA),出兩個因子的顯著性并根據(jù)其顯著性所顯示子嵌套(Nested用全嵌套模型(Full的值對變異原因作出判斷.Nested子的方差分量及 B將工人及螺釘作為兩個因子按兩個因子誤差的方差分量并根據(jù)這些方差分量的大小對變異原因作出判斷.

交叉(Cro)一般線性模型(GeneralD根據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法(GageRRLinear子的方差分量及Study-Crossed),繞線器兩個因

誤差的方差分量并根據(jù)這些方差分量的大小對變異原因作出判斷.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變異原因作出判斷.（）55對于兩總體均值相等性檢驗當驗證了數(shù)據(jù)是獨立的且為正態(tài)后還要驗證二者的等方差性然后就可以使用雙樣本的檢驗這時是否可以

C將工人及螺釘作為兩個因子按兩個因子嵌套(Nested用全嵌套模型(FullyNestedANO計算)兩個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變異原因作出判斷.D根據(jù)傳統(tǒng)的測量系統(tǒng)分析方法(GageRR使用單因子的方差分析(AN以替代,Study-Crossed),螺釘兩個這里 因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檢驗皆可用AN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檢驗的功效(Poer)OVA要高因而不能用AN替代.C兩總體雖屬于多總體的特例但兩總體均值相等性檢驗的計算比AN要簡單,因而不能用AN替代.D兩總體雖屬于多總體的特例但兩總體均值相等性檢驗可以處理對立假設為單側例

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變異原因作出判斷.（）57在選定為響應變量后,選定了X1,X量并且用最小二乘法建立了多元回歸方程在MINITAB出的ANOVA看到P-Value出中找到了對各個回歸系數(shù)是否為的顯著性檢驗結果由此可以得到的正確判斷是:A.自變量回歸系數(shù)檢驗中應該至少有1個以上的回歸系數(shù)的檢驗結果是顯著的即至如 少有個以上的回歸系數(shù)檢驗的P-Vlue大于"的情形而AN則只能處理雙側于0.05),出現(xiàn)個自變量回歸系數(shù)檢驗的P-Ve0.的情況 （）59為了研究軋鋼過程中的延伸量控制B有可能出現(xiàn)個自變量回歸系數(shù)檢驗的P-Va都ue0.情況這說明數(shù)據(jù)本身有較多異常值此時的結果已無意義要對數(shù)據(jù)重新審核再來進行回歸分析.

問題在經(jīng)過水平的個因子的全因子試驗后得到了回歸方程其中因子代表軋壓長度低水平是50平為70變量為延伸量單位為C有可能出現(xiàn)個自變量回歸系數(shù)檢驗的 cm在代碼化后的回歸方程中,子的回歸P-Va都ue0.情況這說明這個自變量間可能有相關關系這種情況很正常.

系數(shù)是4.換算為原始變量未代碼化前的方程時此回歸系數(shù)應該是多少D.ANOAP-VALUE說明整個回歸1A.40模型效果不顯著回歸根本無意義. B.4C.0.4（）58已知一組壽命(Lifee)D.0.2正態(tài)分布現(xiàn)在希望用Box其轉化為正態(tài)分布. （）60.了判斷兩個變量間是否有相關關在確定變換方法時得到下圖: 系抽取了3對觀測數(shù)據(jù)計算出了他們的Lambda 樣本相關系數(shù)為StDev 0.兩變量間是否相關的判斷應該是這3210-1 樣的:5 A由于樣本相關系數(shù)小于0.所以二者不相4 關3 B由于樣本相關系數(shù)大于0.所以二者相關2 C由于檢驗兩個變量間是否有相關關系的樣1 本相關系數(shù)的臨界值與樣本量大小有關,0 所以要查樣本相關系數(shù)表才能決定LowerCLUpperCLLimit

D由于相關系數(shù)并不能完全代表兩個變量間是否有相關關系本例信息量不夠不可Lambda 能得出判定結果0.221445(using95.0%confi）響變與兩個自變量原始數(shù)Estimate0.221445 據(jù))1X建立的回歸方程為:LowerCL0.060195210003.0300002.2xxy++=UpperCL0.396962由此方程可以得到結論是:BestValue AX對的影響比X對的影響要顯著得多Box-CoxPlotofLifetimXY的影響比X對Y的影響相同CX對的影響比X對的影響要顯著得多從此圖中可以得到結論:A將原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后可以化為正態(tài)分布.

D僅由此方程不能對X及X對影響大小作出判定B將原始數(shù)據(jù)求其0方后可以化為正態(tài)分布. （）62為了判斷改革后的日產(chǎn)量是否比原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都不可能化為正態(tài)分布.

來的2千克有所提高抽取了2次日產(chǎn)量,發(fā)現(xiàn)日產(chǎn)量平均值為201().此可以得到判斷:A只提高千克產(chǎn)量的提高肯定是不顯著的B日產(chǎn)量平均值為201()確實比原來20千克有提高 D.E=ACD,F=BCDC因為沒有提供總體標準差的信息因而不可能作出判斷D不必提供總體標準差的信息只要提供樣本 （）66.列哪項設計是適合作為改進階段標準差的信息就可以作出判斷（）63六西格瑪團隊分析了歷史上本車間產(chǎn)量(溫度(X1)應時間(X2)錄.

開始的篩選實驗(ScreeningExperimenA.子的全因子實驗B.子的部分因子實驗C中心復合設計(CCD)建立了Y對 D.Box-hnken于X及X的線性回歸方程并進行了ANOVA,回歸系數(shù)顯著性檢驗相關系數(shù)計算等證明選擇的模型是有意義的各項回歸系數(shù)也都是顯著的下面應該進行:A結束回歸分析將選定的回歸方程用于預

（）67在4個因子A,B,子設計中增加了個中心點的試驗分析試驗結果,用MINITAB軟件計算其結果如下:報等 FactorialFit:yversusA,B進行殘差分析以確認數(shù)據(jù)與模型擬合得是否很好看能否進一步改進模型 AnalysisofVarianceforyC進行響應曲面設計選擇使產(chǎn)量達到最大的溫度及反應時間 SourceDFSeqSSAdjSSAdjD進行因子試驗設計看是否還有其它變量 MainEffects48.161088.16也對產(chǎn)量有影響擴大因子選擇的范圍 22.870.000（）64回歸方程XY= 2-WayInteractions60.6765∧ 0.112761.260.3693中,的誤差的方差的估計值為9當1=XResidualError80.713610.時,的9近似預測區(qū)間是

Curvature10.025580.025580.626A.(23,35)B.(24,36)

LaoFit0.404630463809370.735C.(20,38) PureError20.283400.2834D.(21,39) Total189.55127在正交試驗中假定數(shù)據(jù)在擬合線性模型后,（65某工序過程有六個因子A,B,C,D的殘差有共同的方差對于方差的估工程師希望做部分因子試驗確定主要的影響因素準備采用26計而且工程師根據(jù)工程經(jīng)驗判

計量應該是MSE(MeanSquare差Error,和)在本題中是:定AB,BC,之間可能存在交互作用但是MINITAB

A.0.08920B.0.14170給出的生成元(Generators)ABC,CF=.71361BC為了不讓可能顯著的二階交互作用相互 D.0.28340混雜,下列生成元可行的是:A.E=ABD,F=ABCB.E=BCD,F=ABC

（）68.列哪種響應曲面設計肯定不具有旋轉性(Rotatability)C.E=ABC,F=ABD A.合設計,CentralCompositDesign) 超過2次對于在試驗中是否應考慮第個因B.合有界設計,Central 子大家意見不統(tǒng)一你贊成下列哪個人的意CompositeInscribedDesign)C.合表面設計,CentralCompositeFace-CenteredDesign)D.BB設(BBox-BehnkenDesign)（）69.過團隊的頭腦風暴確認影響過程的因子有A,B,,個其中除因子的主效應外還要考慮個二階交互效應ABACF,所有三階以上交互作用可以忽略不計由于試驗成本較高限定不可能進行全面的重復試驗但仍希望估計出隨機誤差以準確檢驗各因子顯著性在這種情況下應該選擇進行:A全因子試驗B部分實施的二水平正交試驗且增加若干中心點C部分實施的二水平正交試驗不增加中心點

A由個因子增加到個因子必然要增加試驗次數(shù)既然試驗總次數(shù)限定了不可能考慮增加此因子.B從表中看到,個因子在1次試驗時可以達到分辨度為4因子在1次試驗時也可以達到分辨度為4多增加因子沒使試驗計劃分辨度減小所以可以增加到個因子.C正交試驗著重看正交表中一共有多少列.1的正交表(L共有1列可以一直增加到1個因子增加到個因子當然沒問題了.D這張表根本決定不了最多可以排多少因子,D.Placke設計-Burman 要根據(jù)實際經(jīng)驗判斷第個因子是否重要然后（）70在部分實施的因子試驗設計中考慮了A,B,,,個因子準備進行1次試驗.在計算機提供的混雜別名結構表(AliasStructure互作用效

根據(jù)其重要性再決定是否選入.（）72.西格瑪團隊在研究過程改進時大家共同確認要考慮個因子經(jīng)費的限制使得試驗總次數(shù)應應A與CE 盡可能地少但仍希望不要使主效應與二階交相混雜(Confo另一些二階交互作用效應相混雜但未看到任何主效應與某二階交互作用效應相混雜此時可以斷定本試驗

互作用相混雜除了應安排個中心點外對于還該進行多少次試驗大家意見不一致參考有關表格你贊成下列哪個人的意見設計的分辯度(Resolution)A.32A.3B.16B.4 C.12Placket設計).rmanC.5 D.次.D.6（）73.進行響應曲面設計中常常選用（）71.部分實施的因子設計中如何利用下面這張表格來制訂試驗計劃非常重要六西

C法而不用BOX-B其最主要理由是:格瑪團隊在分析過程改進時大家共同確認至少要考慮個因子經(jīng)費的限制使得連中心點在內的試驗總次數(shù)不能

A.有旋轉性而Box-Beknken轉性B.有序貫性而Box-Beknken貫性C.C試驗點比BOX-Beknken少4.4D.以上各項都對4.3TimeSeriesPlotofx234567891011121314154 圖2每塊磁磚平面度趨勢圖FullIII（7.企業(yè)希望分析其加工軸棒的直徑波8FullIVIIIIIIIII 動情況并進行過程控制工序要求為16FullVIVIVIVIIIIII200.02米.IIIIIIII 對直徑的測量時有兩種意見一是建議用塞32FullVIIVIVIVIVIVIVI測IV通過不通過每分鐘可測564FullVIIVIVIVIVIVIV根V一IV128FullVIIIVIVVIVIV采用游標卡尺測出具體直徑值每分（）74.潔磁磚廠在20天內每天從當日 鐘只能測根軸.經(jīng)驗表明軸的合格率為99%生產(chǎn)的磁磚中隨機抽取塊測量其平面度 左右.(Flatness),并求出其平均值.其平均值的趨勢圖如圖所示.粗略看來生產(chǎn)是穩(wěn)定的.下面將每天塊磁磚的平面度數(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出生產(chǎn)中存在什么問題A.生產(chǎn)根本不穩(wěn)定.B.平面度指標不服從正態(tài)分布C.每天內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.

若希望進行過程控制應采取的最佳方案是:A用塞規(guī)每次檢測10件作為一個樣本用np控制圖B用塞規(guī)每次檢測50件作為一個樣本用np控制圖C用游標卡尺每次連續(xù)檢測根軸用R控制圖D用游標卡尺每次連續(xù)檢測1根軸用R控制圖（76在計算出控制圖的上下控制限后可以比較上下控制限與上下公差限的數(shù)值.兩Index 個限制范圍的Mean120181614121086424.704.654.604.554.504.454.40

關系是:A.上下控制限的范圍一定與上下公差限的范圍相同B.上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍寬C.上下控制限的范圍一定比上下公差限的范圍窄D.上下控制限的范圍與上下公差限的范圍一般不能比較TimeSeriesPlotofMean1（77一位工程師每天收集了100~200圖1平面度日平均值趨勢圖 產(chǎn)品每天抽樣數(shù)不能保證相同準備監(jiān)控每Index 天不合格品數(shù),x 他應當使用以控制圖1009080706050403020101 A.u4.7 B.np4.6 C.c4.5 D.pC.90%（）78.研究完改進措施后決定進行試生D.85%產(chǎn)試生產(chǎn)半月后采集了1數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)過程仍未受控,且標準差過大平均值也低于目標要求對于

（）82.關全面生產(chǎn)性維護(T述,不正確的是:這方面的問題的解決順序應該是:A首先分析找出過程未受控的原因即找出影響過程的異常變異原因使過程達到受控.

A.團隊工作來完成B.一線員工積極參與C.的是消除因機器操作產(chǎn)生的故障,B首先分析找出標準差過大的原因然后減 缺陷浪費和損失小變異. D.縮短故障維修時間C首先分析找出平均值太低的原因用最短時間及最小代價調整好均值.D以上步驟順序不能肯定應該根據(jù)實際情況判斷解決問題的途徑.（）79在性佳牌手機生產(chǎn)車間要檢測手機的抗脈沖電壓沖擊性能由于是破壞性檢驗,成本較高每

83.制理論(TOC,TheoryofCons的主要關注領域:A顧客需求B價值流C準時交付D消除流程中瓶頸"小時從生產(chǎn)線上抽一部來作檢測共連續(xù)監(jiān)測晝夜得到了9個數(shù)據(jù)六西格瑪團隊中王先生主張對這些數(shù)據(jù)畫單值移動極差控制圖",

（1）84.質量功能展開(Q質量屋的屋頂"三角形表示:A工程特征之間的相關性B顧客需求之間的相關性梁先生主張將個數(shù)據(jù)當作一組對這32組數(shù)據(jù)作

C工程特性的設計目標D工程特征與顧客需求的相關性"Xb".時你認為應使用的控制圖是:A只能使用單值移動極差控制圖",B只能使用"Xbar-R".C兩者都可以使用而以"Xbar-R的精度較好.D兩者都可以使用而以單值移動極差控制圖的精度較好.

二多選題:（）85.六西格瑪推進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參與六西格瑪項目選擇C計算六西格瑪項目收益D制定企業(yè)整體的六西格瑪實施計劃8實施六西格瑪項目時力場分析(ForceFieldA方法可用于is) （）86六西格瑪項目控制階段的主要工作A查找問題的根本原因B證項目的實施效果C確定方案實施可能帶來的好處和問題D定量分析變異源（）81假設每次輪班可用時間為75

內容有:A改進方案試運行B建立過程控制系統(tǒng)C將改進方案納入標準D確定下一個改進機會時,鐘調整時間,鐘計劃停工時間,15（）8西格瑪管理方法分鐘用于設備意外請問設備的時間開動率為:

A起源于摩托羅拉發(fā)展于通用電氣等跨國公司A.87% B其DM模式與PD環(huán)完全不同B.93% C是對全面質量管理特別是質量改進理論的繼承性新發(fā)展D可以和質量管理小組(Q進方法與ISO9001,模式等管理系統(tǒng)整合推進.（）88.行六西格瑪管理的目的就是要A將每百萬出錯機會缺陷數(shù)降低到3.4B提升企業(yè)核心競爭力C追求零缺陷降低劣質成本D變革企業(yè)文化（）8客需求包括:A顧客及潛在顧客的需求(VOC)B法規(guī)及安全標準需求C競爭對手的顧客需求D供貨商的需求

度,從當日成品庫中隨機抽取2個螺釘測量了它們的長度樣本均值為22.出其長度總體均值的9信區(qū)間為(22.5,22.下述哪些判斷是不正確的:A當日生產(chǎn)的螺釘中有9螺釘之長度落入(22.5,之22.9)B當日任取一個螺釘其長度以9概率落入(22.5,之22.9)C區(qū)間(22.5,覆22.9)的概率為95%.D若再次抽取2個螺釘樣本均值以9概率落入(22.5,之22.9)（9測量系統(tǒng)分析計算重復性和再現(xiàn)性(R相對于極差法(RangeMethod)（）9定階段(Define)瑪DMAI采用方項目過程的第一步在這個階段我們應該做的工作包括:A確認顧客要求和確定過程B更新和完善項目特許任務書C確定項目度量指標D明確問題的主要原因

差分析和方差估計法的優(yōu)點是:A計算簡便B可以估計交互作用的影響C可以進行深層次的統(tǒng)計分析D是精確算法計算結果沒有誤差（）96對部分實施因子試驗的理解下面說（）91親和圖(Affinity可Diag法正確的是: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思C整理顧客需求D評價最優(yōu)方案（）92以下什么是一個好的項目問題陳述

A混雜現(xiàn)象的出現(xiàn)是完全可以避免的B混雜現(xiàn)象的結果是可以選擇的C任何主效應與二階交互效應的混雜都必須避免D存在某些二階交互作用的混雜通常是可以允許的所共有的組成部分選擇所有可能的回答: （）97在下列哪些情況中可以使用方差分A問題對象描述具體B有清楚的時間描述C結果可測量D含有解決方案（）93高端過程圖(SIPOC)工了解企業(yè)的宏觀業(yè)務流程是由于:A它描述了每個詳細流程B它確認過程之顧客C它確認過程之供方D它闡明過程的結果（）94車生產(chǎn)螺釘為了估計螺釘?shù)拈L

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(Varin)意義的分量（）98在試驗設計中我們常常要將原來對于因子設定的各水平值實行代碼化"(Coding2.水平時把高"低二水平分別記為"+1""-做的好處是:A比未代碼化時提高了計算的精度.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歸系數(shù)之絕對值以確定效應的大小即回歸系數(shù)之絕對值越大者該效應越顯著而未代碼化時不能這樣判斷.C代碼化后刪除回歸方程中某些不顯著之項時其它各項回歸系數(shù)不變未代碼化時在刪除某些不顯著之項時其它各項回歸系數(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歸系數(shù)之估計量間相互無關如果在對系

（）102水平全因子試驗中,通過統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)因子及交互作用A顯著的,而A,B,D顯著,則在選取最佳方案時,應考慮:A找出因子的最好水平B找出因子的最好水平C找出因子和的最好水平搭配D找出因子的最好水平（）10因子設計階段對個因子A,B及C進行二水平全因子共1次試驗后可以確認者皆顯著但卻發(fā)現(xiàn)了顯著的彎曲決定增做些試數(shù)進行系數(shù)顯著性檢驗時,某系數(shù)—value驗點形成響應曲面設計一個團隊成員建議較大例如大于0.它們效應不顯著, 在新設計可以直接將其刪除而未代碼化時各項回歸 中使用C復合表面設計,Central系數(shù)間可能有關因而即使某系數(shù)系數(shù)顯著性檢驗時的—va也不能冒然刪除.

CompositeFace-CenteredDes議的好處是:（）99.改進階段中安排了試驗的設計與分析僅對新建立的模型進行一般的統(tǒng)計分析是不夠的還必須進行殘差的診斷這樣做的目的是:A判斷模型與數(shù)據(jù)的擬合是否有問題B判斷各主效應與交互效應是否顯著C協(xié)助尋找出因子的最佳設置以使響應變量達到最優(yōu)化D判斷試驗過程中試驗誤差是否有不正常的變化（）10對于響應曲面方法的正確敘述是:A響應曲面方法是試驗設計方法中的一種B響應曲面方法是在最優(yōu)區(qū)域內建立響應變量與各自變量的二次回歸方程

A原有的1次試驗結果仍然可以利用.B新設計仍保持有旋轉性(Rotatability).C新設計對每個因子仍只需安排個水平.D新設計對每個因子的代碼水平仍保持在(-1范圍內.（）10健參數(shù)設計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用戶使用環(huán)境條件變化形成的誤差C重復試驗中的隨機誤差D產(chǎn)品制造過程中工藝條件變化形成的誤差（）10控制圖比X-R值移動極差)控制圖應用更為普遍的原因在于:C響應曲面方法可以找尋到響應變量最優(yōu)區(qū)域D響應曲面方法可以判明各因子顯著或不顯著

A.圖可適用于非正態(tài)的過程B.有更高的檢出力C.圖作圖更為簡便D.圖需要更少的樣本含量（）101.水平因子試驗時增加若干個中心點的優(yōu)點是:A可以得到純誤差項

（）10在圖中下列情況可判為異常:UCLABB檢驗模型的彎曲性 CCLC使模型系數(shù)的估計更準確 CD不破壞正交性和平衡性BALCLA連續(xù)點中有點落在中心線同一側的B區(qū)以外B連續(xù)1點落在中心線兩側的區(qū)內C連續(xù)點落在中心線同一側D連續(xù)點遞增或遞減（）10芯片生產(chǎn)車間每天抽塊芯片檢查其暇疵點個數(shù)為了監(jiān)測暇疵點數(shù)對于