2021年六西格瑪黑帶題庫(kù)

一,單選題：1.在六西格瑪管理組織構(gòu)造中,下面陳述哪個(gè)是對(duì)的：A.黑帶應(yīng)當(dāng)自主決定項(xiàng)目選取B.綠帶數(shù)量和素質(zhì)是履行六西格瑪獲得成功核心因素C.倡導(dǎo)者對(duì)六西格瑪活動(dòng)整體負(fù)責(zé),擬定邁進(jìn)方向D.以上都不是2.質(zhì)量管理大師戴明先生在其知名質(zhì)量管理十四條中指出"停止依托檢查達(dá)到質(zhì)量做法",這句話含義是：A.公司雇傭了太多檢查人員,對(duì)經(jīng)營(yíng)來(lái)說(shuō)是不經(jīng)濟(jì).B.質(zhì)量是設(shè)計(jì)和生產(chǎn)出來(lái),不是檢查出來(lái).C.在大多數(shù)狀況下,應(yīng)當(dāng)由操作人員自己來(lái)保證質(zhì)量,而不是靠檢查員保證.D.人工檢查效率和精確率較低,依托檢查是不能保證質(zhì)量.3.在下列陳述中,不對(duì)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)工具；B.六西格瑪管理是保持公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)持續(xù)改進(jìn)系統(tǒng)辦法C.六西格瑪管理是增強(qiáng)公司領(lǐng)導(dǎo)力和綜合素質(zhì)管理模式；D.六西格瑪管理是不斷提高顧客滿意限度科學(xué)辦法.4.黑帶是六西格瑪管理中最為重要角色之一.在下面陳述中,哪些不是六西格瑪黑帶應(yīng)承擔(dān)任務(wù)：A.在倡導(dǎo)者(Champion)和資深黑帶(MBB)指引下,帶領(lǐng)團(tuán)隊(duì)完畢六西格瑪項(xiàng)目B.運(yùn)用六西格瑪管理工具辦法,發(fā)現(xiàn)問(wèn)題產(chǎn)生主線因素,確認(rèn)改進(jìn)機(jī)會(huì)；C.與倡導(dǎo)者資深黑帶以及項(xiàng)目有關(guān)方溝通,謀求各方支持和理解；D.負(fù)責(zé)整個(gè)組織六西格瑪管理布置,為團(tuán)隊(duì)擬定六西格瑪管理推動(dòng)目的,分派資源并監(jiān)控進(jìn)展.5.擬定項(xiàng)目選取及項(xiàng)目?jī)?yōu)先級(jí)是下列哪個(gè)角色責(zé)任A.黑帶B.黑帶大師C.綠帶D.倡導(dǎo)者6.在分析RX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)

7.下列說(shuō)法錯(cuò)誤是:

A.

界定階段涉及界定項(xiàng)目范疇,構(gòu)成團(tuán)隊(duì).

B.

測(cè)量階段重要是測(cè)量過(guò)程績(jī)效,即Y,在測(cè)量前要驗(yàn)證測(cè)量系統(tǒng)有效性,找到并確認(rèn)影

響Y核心因素.

C.

分析階段重要是針對(duì)Y進(jìn)行因素分析,找到并驗(yàn)證核心因素.

D.

改進(jìn)階段重要是針對(duì)核心因素X尋找改進(jìn)辦法,并驗(yàn)證改進(jìn)辦法.

8.在如下慣用QC新七種工具辦法中,用于擬定項(xiàng)目工期和核心路線工具是:

A.

親和圖

B.

矩陣圖

C.

PDPC法

D.

網(wǎng)絡(luò)圖

9.

"平衡記分卡"是由下述哪幾種維度構(gòu)成:

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)考核系統(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,首要工作是

:

A.

客戶(hù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估

B.

技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估

C.

決定客戶(hù)需求

D.

評(píng)估設(shè)計(jì)特色

11.在某檢查點(diǎn),對(duì)1000個(gè)某零件進(jìn)行檢查,每個(gè)零件上有10個(gè)缺陷機(jī)會(huì),成果共發(fā)現(xiàn)16個(gè)零件不

合格,共計(jì)32個(gè)缺陷,則DPMO為

A.

0.0032

B.

3200

C.

3

D.

1600

12.下面列舉工具中,哪個(gè)普通不是在項(xiàng)目選取時(shí)慣用工具:A.

排列圖(Pareto)

B.

實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

C.

QFD

D.

因果矩陣

13.六西格瑪項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)在明確項(xiàng)目范疇時(shí),應(yīng)采用如下什么工具

A.

因果圖

B.

SIPO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:

一項(xiàng)任務(wù)可以分解為許多作業(yè),這些作業(yè)互相依賴(lài)和互相制約,團(tuán)隊(duì)但愿把各項(xiàng)作業(yè)之間這種

依賴(lài)和制約關(guān)系清晰地表達(dá)出來(lái),并通過(guò)恰當(dāng)分析找出影響進(jìn)度核心途徑,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

團(tuán)隊(duì)任務(wù)已為其成員所理解,但她們對(duì)實(shí)現(xiàn)目的最佳辦法存在著分歧,團(tuán)隊(duì)成員仍一方面作為

個(gè)體來(lái)思考,并往往依照自己經(jīng)歷做出決定.這些分歧也許引起團(tuán)隊(duì)內(nèi)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)靡詳M定

1,項(xiàng)目目的

2,項(xiàng)目預(yù)期財(cái)務(wù)收益

3,項(xiàng)目所涉及重要過(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.

17.在項(xiàng)目特許任務(wù)書(shū)(Team

Charter)中,需要陳述"經(jīng)營(yíng)狀況"(Business

Case,也被稱(chēng)為項(xiàng)目背景).該項(xiàng)內(nèi)容是為了闡明A.

為什么要做該項(xiàng)目;

B.

項(xiàng)目目的;

C.

項(xiàng)目要解決問(wèn)題;

D.

問(wèn)題產(chǎn)生因素.

18.

一種過(guò)程由三個(gè)工作環(huán)節(jié)構(gòu)成(如圖所示),每個(gè)環(huán)節(jié)互相獨(dú)立,每個(gè)環(huán)節(jié)一次合格率FTY分

別是:FTY1

=

99%

FTY2

=

97%;FTY3

=

96%.則整個(gè)過(guò)程流通合格率為

A.

92.2%

B.

99%

C.

96%

D.

97.3%

19.

在談到勉勵(lì)技巧時(shí),經(jīng)常會(huì)基于馬斯洛(Maslow)"人五個(gè)基本需求"理論.馬斯洛以為:

人們最初勉勵(lì)來(lái)自于最低層次需求,當(dāng)這個(gè)需求被滿足后,勉勵(lì)便來(lái)自于下一種需求.那么,按

照馬斯洛理論,人們需求層次從低到高順序就是:

A.

安全需要→生存需要→尊重→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)

環(huán)節(jié)1

環(huán)節(jié)2

環(huán)節(jié)3

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→歸屬感→尊重→成就或自我實(shí)現(xiàn)

D.

生存需要→安全需要→歸屬感→成就或自我實(shí)現(xiàn)→尊重

20.

劣質(zhì)成本構(gòu)成是:

A.

內(nèi)部損失和外部損失成本

B.

不增值防止成本+鑒定成本+內(nèi)部損失和外部損失成本

C.

不增值防止成本+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)線節(jié)拍是:

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,核心途徑是

(時(shí)間單位:天)

A.

①-③-⑥-⑧-⑩

B.

①-③-⑥-⑨-⑩C.

①-④-⑥-⑧-⑩

D.

①-④-⑥-⑨-⑩

B.1/6C.1/7D.2/723.對(duì)于離散型數(shù)據(jù)測(cè)量系統(tǒng)分析,普通應(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)品對(duì)的選取辦法應(yīng)當(dāng)是：A.根據(jù)實(shí)際生產(chǎn)不良率,選取成比例合格及不合格樣品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,由于此比率與測(cè)量系統(tǒng)與否合格是無(wú)關(guān)D.以上都不對(duì)24.美國(guó)工程師項(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(以比例計(jì)算)與溫度(以華氏度為單位)密切有關(guān)(有關(guān)系數(shù)為0.9),并且得到了回歸方程如下：Y=0.9X+32黑帶張先生但愿把此公式中溫度由華氏度改為攝氏度.她懂得攝氏度(C)與華氏度(F)間換算1691034725834122312331416關(guān)系是：C=5/9(F–32)請(qǐng)問(wèn)換算后有關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)各是多少A.有關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為1.62B.有關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為0.9C.有關(guān)系數(shù)為0.9,回歸系數(shù)為0.5D.有關(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)一大批二極管輸出電壓進(jìn)行了測(cè)定.經(jīng)計(jì)算得知,它們中位數(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)于它們輸出電壓進(jìn)行了測(cè)定.記X為輸出電壓比2.3V大電子管數(shù),成果發(fā)現(xiàn),X=258支.為了檢測(cè)此時(shí)生產(chǎn)與否正常.先要擬定X分布.可以斷言：A.X近似為均值是200,原則差是20正態(tài)分布.B.X近似為均值是200,原則差是10正態(tài)分布.C.X是(180,220)上均勻分布.D.X是(190,210)上均勻分布.26.容易看到,在一種都市中不同收入者住房面積相差懸殊,分布普通會(huì)呈現(xiàn)出嚴(yán)重右偏傾向.為了調(diào)查S市住房狀況,隨機(jī)抽取了1000個(gè)住戶(hù),測(cè)量了她們住房面積.在這種狀況下,代表普通住房狀況最有代表性指標(biāo)應(yīng)當(dāng)是：A.樣本平均值(Mean)B.去掉一種最高值,去掉一種最低值,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(duì)于供應(yīng)商提供墊片厚度很敏感.墊片厚度公差限規(guī)定為12毫米±1毫米.供應(yīng)商對(duì)她們本月生產(chǎn)狀況報(bào)告中只提供應(yīng)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.平均值偏離目的12毫米大概0.25毫米B.平均值偏離目的12毫米大概0.5毫米C.平均值偏離目的12毫米大概0.75毫米D.以上成果都不對(duì)28.下表是一種分組樣本分組區(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.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泊松(Poisson)分布.若考慮每半分鐘到來(lái)顧客分布,則此分布近似為：A.平均值是8泊松(Poisson)分布B.平均值是4泊松(Poisson)分布C.平均值是2泊松(Poisson)分布D.分布類(lèi)型將變化.30.一批產(chǎn)品分一,二,三級(jí),其中一級(jí)品是二級(jí)品二倍,三級(jí)品是二級(jí)品一半,若從該批產(chǎn)品中隨機(jī)抽取一種,此產(chǎn)品為二級(jí)品概率是A.1/3B.

1/6

C.

1/7

D.

2/731.為調(diào)查呼吸阻塞癥在中華人民共和國(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)于與否有嗜睡傾向.日后,問(wèn)卷只回收了約1000份,對(duì)回答了問(wèn)卷人進(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)值與否精確判斷應(yīng)為：A.可以以為此數(shù)是發(fā)病率對(duì)的預(yù)計(jì)B.由于未回收問(wèn)卷較多,此值預(yù)計(jì)偏高C.由于未回收問(wèn)卷較多,此值預(yù)計(jì)偏低D.1000份太少,上述發(fā)病率預(yù)計(jì)無(wú)意義32.對(duì)于一組共28個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢查.使用MINITAB軟件,先后依次使用了"Anderson-Darling"，"Ryan-Joiner(SimilartoShapiro-Wilk)"及"Kolmogorov–Smirnov"3種辦法,但卻得到了3種不同結(jié)論："Anderson-Darling"檢查p-value0.10以及"Kolmogorov–Smirnov"檢查p-value>0.15都判數(shù)據(jù)"正態(tài)".這時(shí)候?qū)Φ呐袛嗍牵篈.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)威辦法".在正態(tài)分布檢查中,相信MINITAB軟件選取缺省辦法"Anderson-Darling"是最優(yōu)辦法,判數(shù)據(jù)"非正態(tài)".C.檢查中原則總是"回絕是有說(shuō)服力",因而只要有一種結(jié)論為"回絕"則相信此成果.因而應(yīng)判數(shù)據(jù)"非正態(tài)".D.此例數(shù)據(jù)太特殊,要另選些辦法再來(lái)判斷,才干下結(jié)論.33.已知化纖布每匹長(zhǎng)100米,每匹布內(nèi)瑕疵點(diǎn)數(shù)服從均值為10Poisson分布.縫制一套工作服需要4米化纖布.問(wèn)每套工作服上瑕疵點(diǎn)數(shù)應(yīng)當(dāng)是：A.均值為10Poisson分布B.均值為2.5Poisson分布C.均值為0.4Poisson分布D.分布類(lèi)型已變化34.從平均壽命為1000小時(shí)壽命為指數(shù)分布二極管中,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)指數(shù)分布B.平均壽命近似為均值是1000小時(shí),原則差為1000小時(shí)正態(tài)分布C.平均壽命近似為均值是1000小時(shí),原則差為100小時(shí)正態(tài)分布D.以上答案都不對(duì).35.某供應(yīng)商送來(lái)一批零件,批量很大,假定該批零件不良率為1%,今從中隨機(jī)抽取32件,若發(fā)現(xiàn)2個(gè)或2個(gè)以上不良品就退貨,問(wèn)接受這批貨概率是多少A.72.4%B.23.5%C.95.9%D.以上答案都不對(duì)36.某公司用臺(tái)秤對(duì)某材料進(jìn)行稱(chēng)重,該材料重量規(guī)定公差限為500±15克.現(xiàn)將一種500克砝碼,放在此臺(tái)秤上去稱(chēng)重,測(cè)量20次,成果發(fā)現(xiàn)均值為510克,原則差為1克.這闡明：A.臺(tái)秤有較大偏倚(Bias),需要校準(zhǔn)B.臺(tái)秤有較大重復(fù)性誤差,已不能再使用,需要換用精度更高天平.C.臺(tái)秤存在較大再現(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.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)差別,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)量成果之間差別；B.被測(cè)對(duì)象不變,在不同初始狀態(tài)設(shè)定下,各次測(cè)量成果之間差別；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)量成果之間差別；D.以上都不是.38.車(chē)床加工軸棒,其長(zhǎng)度公差限為180±3毫米.在測(cè)量系統(tǒng)分析中發(fā)現(xiàn)重復(fù)性原則差為0.12毫米,再現(xiàn)性原則差為0.16毫米.從%P/T角度來(lái)分析,可以得到結(jié)論：A.本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是完全合格B.本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格C.本測(cè)量系統(tǒng)從%P/T角度來(lái)說(shuō)是不合格D.上述數(shù)據(jù)不能得到%P/T值,從而無(wú)法判斷39.在鉗工車(chē)間自動(dòng)鉆空過(guò)程中,取30個(gè)鉆空成果分析,其中心位置與規(guī)定中心點(diǎn)在水平方向偏差值平均值為1微米,原則差為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)原則差為4微米.從精準(zhǔn)度/過(guò)程波動(dòng)角度來(lái)分析，可以得到結(jié)論：A.

本測(cè)量系統(tǒng)從精準(zhǔn)度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是完全合格

B.

本測(cè)量系統(tǒng)從精準(zhǔn)度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是勉強(qiáng)合格

C.

本測(cè)量系統(tǒng)從精準(zhǔn)度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%)來(lái)說(shuō)是不合格

D.

上述數(shù)據(jù)不能得到精準(zhǔn)度/過(guò)程波動(dòng)比(R&R%),

從而無(wú)法判斷

40.

對(duì)于正態(tài)分布過(guò)程,關(guān)于

pC,

pkC和缺陷率說(shuō)法,對(duì)的是:

A.

依照

pC不能預(yù)計(jì)缺陷率,

依照

pkC才干預(yù)計(jì)缺陷率

B.

依照

pC和

pkC才干預(yù)計(jì)缺陷率

C.

缺陷率與

pC和

pkC無(wú)關(guān)

D.

以上說(shuō)法都不對(duì)

41.

對(duì)于一種穩(wěn)定分布為正態(tài)生產(chǎn)過(guò)程,計(jì)算出它工序能力指數(shù)

pC=1.65,

pkC=0.92.這時(shí),

應(yīng)當(dāng)對(duì)生產(chǎn)過(guò)程作出下列判斷:

A.

生產(chǎn)過(guò)程均值偏離目的太遠(yuǎn),且過(guò)程原則差太大.

B.

生產(chǎn)過(guò)程均值偏離目的太遠(yuǎn),過(guò)程原則差尚可.C.

生產(chǎn)過(guò)程均值偏離目的尚可,但過(guò)程原則差太大.

D.

對(duì)于生產(chǎn)過(guò)程均值偏離目的狀況及過(guò)程原則差都不能作出判斷.

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)度分布是對(duì)稱(chēng)(不一定是正態(tài)分布),

分布中心與軸棒長(zhǎng)度目的重疊.對(duì)于

100

根軸棒,將超過(guò)目的長(zhǎng)度者記為"+"號(hào),將不大于目的長(zhǎng)度

者記為"-"號(hào).記N+為浮現(xiàn)正號(hào)個(gè)數(shù)總和,則N+分布近似為:

A.

(40,60)間均勻分布.

B.

(45,55)間均勻分布.

C.

均值為50,原則差為10正態(tài)分布.

D.

均值為50,原則差為5正態(tài)分布.

43.

某生產(chǎn)線有三道彼此獨(dú)立工序,三道工序合格率分別為:95%,90%,98%.

如下圖所示:

每道工序后有一檢測(cè)點(diǎn),可檢出前道工序缺陷,缺陷不可返修,問(wèn)此時(shí)整條線初檢合格率是

多少

A.

90%

B.

98%

C.

83.79%

D.

83%

44.

一批數(shù)據(jù)描述性記錄量計(jì)算成果顯示,均值和中位數(shù)都是100.這時(shí),在普通狀況下可以得到

結(jié)論是:

A.

此分布為對(duì)稱(chēng)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)論都不能必定

45.

從參數(shù)λ=0.4

指數(shù)分布中隨機(jī)抽取容量為

25

一種樣本,則該樣本均∑

=

=

25

125

1

i

ixX標(biāo)

準(zhǔn)差近似為:

A.

0.4

B.

0.5

C.

1.4

D.

1.5

46.

某藥廠近來(lái)研制出一種新降壓藥,為了驗(yàn)證新降壓藥與否有效,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),并記錄服藥先后血壓值,然后通過(guò)記錄分析來(lái)驗(yàn)證該藥與否有效.

對(duì)于該問(wèn)題,應(yīng)采用:

P=95%

P=98%

P=90%

A.

雙樣本均值相等性檢查

B.

配對(duì)均值檢查

C.

F

檢查

D.

方差分析

47.

為了判斷A車(chē)間生產(chǎn)墊片變異性與否比B車(chē)間生產(chǎn)墊片變異性更小,各抽取25個(gè)墊片

后,測(cè)量并記錄了其厚度數(shù)值,發(fā)現(xiàn)兩組數(shù)據(jù)都是正態(tài)分布.下面應(yīng)當(dāng)進(jìn)行是:Two-sampleTforstrength_Aftervsstrength_BeforeNMeanStDevSEMeanstrength_After10531.459.843.1strength_Before8522.445.882.1Difference=mu(strength_After)-mu(strength_Before)Estimatefordifference：9.0125095%lowerboundfordifference：2.10405T-Testofdifference=0(vs>)：T-Value=2.28P-Value=0.018DF=16A.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高,但抗拉強(qiáng)度波動(dòng)也增長(zhǎng)了.B.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高,但抗拉強(qiáng)度波動(dòng)未變.C.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無(wú)提高,但抗拉強(qiáng)度波動(dòng)增長(zhǎng)了.D.改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無(wú)提高,抗拉強(qiáng)度波動(dòng)也未變.50.為了比較A,B,C三種催化劑對(duì)硝酸氨產(chǎn)量影響,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,得到成果如下所顯示.One-wayANOVA：productversusCatalystSourceDFSSMSFPCatalyst270.1135.0611.230.001Error1546.833.12Total17116.94S=1.767R-Sq=59.95%R-Sq(adj)=54.61%LevelNMeanStDevA626.5001.871B621.6671.633C624.0001.789***********************************************************Tukey95%SimultaneousConfidenceIntervalsAllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalystIndividualconfidencelevel=97.97%Catalyst=Asubtractedfrom：CatalystLowerCenterUpperB-7.481-4.833-2.186C-5.147-2.5000.147Catalyst=Bsubtractedfrom：CatalystLowerCenterUpperC-0.3142.3334.981*****************************************************Fisher95%IndividualConfidenceIntervalsAllPairwiseComparisonsamongLevelsofCatalystSimultaneousconfidencelevel=88.31%Catalyst=Asubtractedfrom：CatalystLowerCenterUpperB-7.008-4.833-2.659C-4.674-2.500-0.326Catalyst=Bsubtractedfrom：CatalystLowerCenterUpperC0.1592.3334.508由上面這些成果,如果咱們但愿兩兩比較時(shí)總第I類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)控制為5%,應(yīng)當(dāng)選用結(jié)論是：A.3種催化劑效果無(wú)明顯差別.B.采用Tukey辦法,總第I類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)為5%,其計(jì)算成果為:AC間,BC間無(wú)明顯差別，但催化劑A產(chǎn)量明顯高于催化劑B產(chǎn)量.C.采用Tukey辦法,所有總體參加比較時(shí),總第I類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)選定為5%,其計(jì)算成果為：AC間無(wú)明顯差別,但催化劑A及C產(chǎn)量都明顯高于催化劑B產(chǎn)量.D.采用Fisher辦法,多總體中任意二總體進(jìn)行比較時(shí),第I類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)皆選定為5%,其計(jì)算成果為:3種催化劑下產(chǎn)量都明顯不同.催化劑A產(chǎn)量明顯高于催化劑C產(chǎn)量,催化劑C產(chǎn)量明顯高于催化劑B產(chǎn)量,固然催化劑A產(chǎn)量也明顯高于催化劑B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)現(xiàn)其厚度分布均值為2.0mm,原則差為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452.M車(chē)間負(fù)責(zé)測(cè)量機(jī)柜總電阻值.由于當(dāng)前使用是自動(dòng)數(shù)字式測(cè)電阻儀,不同測(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種選取辦法.作測(cè)量系統(tǒng)分析時(shí),使用老式辦法,對(duì)10個(gè)機(jī)柜,都用3種不同選取V值,各測(cè)量2次.在術(shù)語(yǔ)"測(cè)量系統(tǒng)重復(fù)性(Repeatability)"和"測(cè)量系統(tǒng)再現(xiàn)性(Reproducibility)"中,術(shù)語(yǔ)"再現(xiàn)性"應(yīng)這樣解釋?zhuān)篈.不使用不同測(cè)量員,就不再有"再現(xiàn)性"誤差了.B.不同設(shè)定V值所引起變異是"再現(xiàn)性"誤差.C.同一種設(shè)定V值,多次重復(fù)測(cè)量同樣一種機(jī)柜所引起變異是"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;則對(duì)的說(shuō)法是：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:-454.強(qiáng)力變壓器公司每個(gè)工人都操作自己15臺(tái)繞線器生產(chǎn)同種規(guī)格小型變壓器.原定變壓之電壓比為2.50,但事實(shí)上電壓比總有些誤差.為了分析究竟是什么因素導(dǎo)致電壓比變異過(guò)大，讓3個(gè)工人,每人都操作自己任意選定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)生因素,應(yīng)當(dāng)：A.將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,進(jìn)行兩種方式分組方差分析(Two-WayANOVA),分別計(jì)算出兩個(gè)因子明顯性,并依照其明顯性所顯示P值對(duì)變異因素作出判斷.B.將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子交叉(Crossed)模型,用普通線性模型(GeneralLinearModel)計(jì)算出兩個(gè)因子方差分量及誤差方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.C.將工人及繞線器作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子嵌套(Nested)模型,用全嵌套模型(FullyNestedANOVA)計(jì)算出兩個(gè)因子方差分量及誤差方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.D.依照老式測(cè)量系統(tǒng)分析辦法(GageRRStudy-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方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.55.對(duì)于兩總體均值相等性檢查,當(dāng)驗(yàn)證了數(shù)據(jù)是獨(dú)立且為正態(tài)后,還要驗(yàn)證兩者等方差性,然后就可以使用雙樣本T檢查.這時(shí)與否可以使用單因子方差分析(ANOVA)辦法予以代替,這里有不同看法.對(duì)的判斷是：A.兩總體也屬于多總體特例,因而,所有兩總體均值相等性T檢查皆可用ANOVA辦法解決.B.兩總體雖屬于多總體特例,但兩總體均值相等性T檢查功能(Power)比ANOVA辦法要高,因而不能用ANOVA辦法代替.C.兩總體雖屬于多總體特例,但兩總體均值相等性T檢查計(jì)算比ANOVA辦法要簡(jiǎn)樸,因而不能用ANOVA辦法代替.D.兩總體雖屬于多總體特例,但兩總體均值相等性T檢查可以解決對(duì)立假設(shè)為單側(cè)(例如"不不大于")情形,而ANOVA辦法則只能解決雙側(cè)(即"不等于")問(wèn)題,因而不能用ANOVA辦法代替.56.M公司中Z車(chē)間使用多臺(tái)自動(dòng)車(chē)床生產(chǎn)螺釘,其核心尺寸是根部直徑.為了分析究竟是什么因素導(dǎo)致直徑變異過(guò)大,讓3個(gè)工人,并隨機(jī)選取5臺(tái)機(jī)床,每人分別用這5車(chē)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)生因素,應(yīng)當(dāng)：A.將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,進(jìn)行兩種方式分組方差分析(Two-WayANOVA),分別計(jì)算出兩個(gè)因子明顯性,并依照其明顯性所顯示P值對(duì)變異因素作出判斷.B.將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子交叉(Crossed)模型,用普通線性模型(GeneralLinearModel)計(jì)算出兩個(gè)因子方差分量及誤差方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.C.將工人及螺釘作為兩個(gè)因子,按兩個(gè)因子嵌套(Nested)模型,用全嵌套模型(FullyNestedANOVA)計(jì)算出兩個(gè)因子方差分量及誤差方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.D.依照老式測(cè)量系統(tǒng)分析辦法(GageRRStudy-Crossed),直接計(jì)算出工人及螺釘兩個(gè)因子方差分量及誤差方差分量,并依照這些方差分量大小對(duì)變異因素作出判斷.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ANOVA表中,看到P-Value=0.0021.在記錄分析輸出中,找到了對(duì)各個(gè)回歸系數(shù)與否為0明顯性檢查成果.由此可以得到對(duì)的判斷是：A.3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢查中,應(yīng)當(dāng)至少有1個(gè)以上回歸系數(shù)檢查成果是明顯(即至少有1個(gè)以上回歸系數(shù)檢查P-Value不大于0.05),不也許浮現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)P-Value都不不大于0.05狀況B.有也許浮現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢查P-Value都不不大于0.05狀況,這闡明數(shù)據(jù)自身有

較多異常值,此時(shí)成果已無(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.

有也許浮現(xiàn)3個(gè)自變量回歸系數(shù)檢查

P-Value

都不不大于0.05狀況,這闡明這3個(gè)自變

量間也許有有關(guān)關(guān)系,這種狀況很正常.

D.ANOVA表中P-VALUE=0.0021闡明整個(gè)回歸模型效果不明顯,回歸主線無(wú)意義.

58.

已知一組壽命(Life

Time)數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布.當(dāng)前但愿用Box-Cox變換將其轉(zhuǎn)化為正態(tài)分布.

在擬定變換辦法時(shí)得到下圖:

Lambda

StDev

3210-1

5

4

3

2

1

0

Lower

CL

Upper

CL

Limit

Lambda

0.221445

(u

sin

g

95.0%

c

o

n

fid

en

c

e)

E

stimate

0.221445

Lo

w

er

C

L

0.060195

U

p

p

er

C

L

0.396962

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,都不也許化為正態(tài)分布.

59.

為了研究軋鋼過(guò)程中延伸量控制問(wèn)題,在通過(guò)2水平4個(gè)因子全因子實(shí)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).在代碼化后回歸方程中,

A因子回歸系數(shù)是4.問(wèn),換算為原始變量(未代碼化前)方

程時(shí),此回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)是多少

A.

40

B.

4

C.

0.4

D.

0.2

60.

為了判斷兩個(gè)變量間與否有有關(guān)關(guān)系,抽取了

30

對(duì)觀測(cè)數(shù)據(jù).計(jì)算出了她們樣本有關(guān)系數(shù)為

0.65,對(duì)于兩變量間與否有關(guān)判斷應(yīng)當(dāng)是這樣:

A.

由于樣本有關(guān)系數(shù)不大于0.8,因此兩者不有關(guān)

B.

由于樣本有關(guān)系數(shù)不不大于0.6,因此兩者有關(guān)

C.

由于檢查兩個(gè)變量間與否有有關(guān)關(guān)系樣本有關(guān)系數(shù)臨界值與樣本量大小關(guān)于,

因此要查樣本有關(guān)系數(shù)表才干決定

D.

由于有關(guān)系數(shù)并不能完全代表兩個(gè)變量間與否有有關(guān)關(guān)系,本例信息量不夠,不也許得出鑒定成果

61.

響應(yīng)變量Y與兩個(gè)自變量(原始數(shù)據(jù))X1及X2建立回歸方程為:

210003.0300002.2xxy++=

由此方程可以得到結(jié)論是:

A.

X1對(duì)Y影響比X2對(duì)Y影響要明顯得多

B.

X1對(duì)Y影響比X2對(duì)Y影響相似

C.

X2對(duì)Y影響比X1對(duì)Y影響要明顯得多

D.

僅由此方程不能對(duì)X1及X2對(duì)Y影響大小作出鑒定

62.

為了判斷改革后日產(chǎn)量與否比本來(lái)200

(公斤)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(公斤).對(duì)此可以得到判斷:

A.只提高1公斤,產(chǎn)量提高必定是不明顯

B.日產(chǎn)量平均值為201(公斤),的確比本來(lái)200(公斤)有提高

C.由于沒(méi)有提供總體原則差信息,因而不也許作出判斷

D.不必提供總體原則差信息,只要提供樣本原則差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(chē)間產(chǎn)量(Y)與溫度(X1)及反映時(shí)間(X2)記錄.建立了Y

對(duì)

于X1及X2線性回歸方程,并進(jìn)行了ANOVA,回歸系數(shù)明顯性檢查,有關(guān)系數(shù)計(jì)算等,證明咱們選

擇模型是故意義,各項(xiàng)回歸系數(shù)也都是明顯.下面應(yīng)當(dāng)進(jìn)行:

A.

結(jié)束回歸分析,將選定回歸方程用于預(yù)報(bào)等

B.

進(jìn)行殘差分析,以確認(rèn)數(shù)據(jù)與模型擬合得與否較好,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),選取使產(chǎn)量達(dá)到最大溫度及反映時(shí)間

D.

進(jìn)行因子實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),看與否尚有其他變量也對(duì)產(chǎn)量有影響,擴(kuò)大因子選取范疇

64.

回歸方程XY

=∧

30中,Y誤差方差預(yù)計(jì)值為9,當(dāng)1=X時(shí),Y95%近似預(yù)測(cè)區(qū)間是A.(23,35)B.(24,36)C.(20,38)D.(21,39)65.某工序過(guò)程有六個(gè)因子A,B,C,D,E,F,工程師但愿做某些因子實(shí)驗(yàn)擬定重要影響因素,準(zhǔn)備采用26-2設(shè)計(jì),并且工程師依照工程經(jīng)驗(yàn)鑒定AB,BC,AE，DE之間也許存在交互作用,但是MINITAB給出生成元(Generators)為E=ABC，F(xiàn)=BCD,為了不讓也許明顯二階交互作用互相混雜，下列生成元可行是：A.E=ABD，F(xiàn)=ABCB.E=BCD，F(xiàn)=ABCC.E=ABC，F(xiàn)=ABDD.E=ACD，F(xiàn)=BCD66.下列哪項(xiàng)設(shè)計(jì)是適合伙為改進(jìn)階段開(kāi)始篩選實(shí)驗(yàn)(ScreeningExperiment)：A.8因子全因子實(shí)驗(yàn)B.8因子某些因子實(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全因子設(shè)計(jì)中,增長(zhǎng)了3個(gè)中心點(diǎn)實(shí)驗(yàn).分析實(shí)驗(yàn)成果,用MINITAB軟件計(jì)算,其成果如下：FactorialFit：yversusA，B，C，DAnalysisofVariancefory(codedunits)SourceDFSeqSSAdjSSAdjMSFPMainEffects48.161088.161082.0402722.870.0002-WayInteractions60.676590.676590.112761.260.369ResidualError80.713610.713610.08920Curvature10.025580.025580.025580.260.626LackofFit50.404630.404630.080930.570.735PureError20.283400.283400.14170Total189.55127在正交實(shí)驗(yàn)中,假定數(shù)據(jù)在擬合線性模型后,實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)殘差有共同方差,對(duì)于方差預(yù)計(jì)量應(yīng)當(dāng)

是MSE(Mean

Square

Error,即平均誤差均方和),在本題中是:

A.

0.08920

B.

0.14170

C.

0.71361

D.

0.28340

68.

下列哪種響應(yīng)曲面設(shè)計(jì)必定不具備旋轉(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),Central

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)

69.

通過(guò)團(tuán)隊(duì)頭腦風(fēng)暴確認(rèn),影響過(guò)程因子有A,B,C,D,E及F共六個(gè).其中除因子主效應(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視不計(jì).由于實(shí)驗(yàn)成本

較高,限定不也許進(jìn)行全面重復(fù)實(shí)驗(yàn),但仍但愿預(yù)計(jì)出隨機(jī)誤差以精確檢查各因子明顯性.在這種

狀況下,應(yīng)當(dāng)選取進(jìn)行:

A.

全因子實(shí)驗(yàn)

B.

某些實(shí)行二水平正交實(shí)驗(yàn),且增長(zhǎng)若干中心點(diǎn)

C.

某些實(shí)行二水平正交實(shí)驗(yàn),不增長(zhǎng)中心點(diǎn)

D.

Plackett-Burman設(shè)計(jì)

70.

在某些實(shí)行因子實(shí)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次實(shí)驗(yàn).

在計(jì)算機(jī)提供混雜別名構(gòu)造表(Alias

Structure

Table)中,看到有二階交互作用效應(yīng)

AB

與

CE

相混雜(Confounded),除此之外尚有另某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)可以斷定本實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)分辯度(Resolution)是

A.

3

B.

4

C.

5

D.

6

71.

在某些實(shí)行因子設(shè)計(jì)中,如何運(yùn)用下面這張表格來(lái)制定實(shí)驗(yàn)籌劃非常重要.六西格瑪團(tuán)隊(duì)在分

析過(guò)程改進(jìn)時(shí),人們共同確認(rèn)至少要考慮7個(gè)因子.經(jīng)費(fèi)限制使得連中心點(diǎn)在內(nèi)實(shí)驗(yàn)總次數(shù)不能超過(guò)20次.對(duì)于在實(shí)驗(yàn)中與否應(yīng)考慮第8個(gè)因子,人們意見(jiàn)不統(tǒng)一.你贊成下列哪個(gè)人意見(jiàn)A.由7個(gè)因子增長(zhǎng)到8個(gè)因子,必然要增長(zhǎng)實(shí)驗(yàn)次數(shù),既然實(shí)驗(yàn)總次數(shù)限定了,不也許考慮增加此因子.B.從表中看到,7個(gè)因子在16次實(shí)驗(yàn)時(shí)可以達(dá)到辨別度為4,8個(gè)因子在16次實(shí)驗(yàn)時(shí)也可以達(dá)到辨別度為4,多增長(zhǎng)因子沒(méi)使實(shí)驗(yàn)籌劃辨別度減小,因此可以增長(zhǎng)到8個(gè)因子.C.正交實(shí)驗(yàn)著重看正交表中一共有多少列.16次正交表(L16)中,共有15列,可以始終增加到15個(gè)因子,增長(zhǎng)到8個(gè)因子固然沒(méi)問(wèn)題了.D.這張表主線決定不了最多可以排多少因子,要依照實(shí)際經(jīng)驗(yàn)判斷第8個(gè)因子與否重要,然后依照其重要性再?zèng)Q定與否選入.72.六西格瑪團(tuán)隊(duì)在研究過(guò)程改進(jìn)時(shí),人們共同確認(rèn)要考慮8個(gè)因子.經(jīng)費(fèi)限制使得實(shí)驗(yàn)總次數(shù)應(yīng)盡量地少,但仍但愿不要使主效應(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)行多少次實(shí)驗(yàn),人們意見(jiàn)不一致.參照關(guān)于表格,你贊成下列哪個(gè)人意見(jiàn)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辦法而不用BOX-Beknken設(shè)計(jì),其最重要理由是：A.CCD有旋轉(zhuǎn)性,而B(niǎo)ox-Beknken設(shè)計(jì)沒(méi)有旋轉(zhuǎn)性B.CCD有序貫性,而B(niǎo)ox-Beknken設(shè)計(jì)沒(méi)有序貫性C.CCD實(shí)驗(yàn)點(diǎn)比BOX-Beknken設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)點(diǎn)少D.以上各項(xiàng)都對(duì)234567891011121314154FullIII8FullIVIIIIIIIII16FullVIVIVIVIIIIIIIIIIIIIIIIIIIII32FullVIIVIVIVIVIVIVIVIVIV64

Full

VII

V

IVIVIVIVIV

IV

IV

128

Full

VIII

VI

V

V

IVIV

IV

IV

74.

光潔磁磚廠在20天內(nèi),每天從當(dāng)天生產(chǎn)磁磚中隨機(jī)抽取

5塊,測(cè)量其平面度(Flatness),

并求出其平均值.其平均值趨勢(shì)圖如圖1所示.粗略看來(lái),生產(chǎn)是穩(wěn)定.下面將每天5塊磁磚

平面度數(shù)值所有直接畫(huà)出,則其趨勢(shì)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(wèn)題

A.

生產(chǎn)主線不穩(wěn)定.

B.

平面度指標(biāo)不服從正態(tài)分布

C.

每天內(nèi)平面度波動(dòng)不大,但每天間平面度波動(dòng)較大

D.

這兩張圖什么問(wèn)題也不能闡明.

Ind

e

x

Mean1

2

4.70

4.65

4.60

4.55

4.50

4.45

4.40

Time

Series

Plot

of

Mean1

圖1

平面度日平均值趨勢(shì)圖

Ind

e

x

x

040301

4.7

4.6

4.5

4.4

4.3

Time

Series

Plot

of

x

圖2

每塊磁磚平面度趨勢(shì)圖

75.某公司但愿分析其加工軸棒直徑波動(dòng)狀況并進(jìn)行過(guò)程控制.工序規(guī)定為Ф20±0.02

毫米.在

對(duì)直徑測(cè)量時(shí),有兩種意見(jiàn),一是建議用塞規(guī),測(cè)量成果為通過(guò)/不通過(guò),每分鐘可測(cè)

5

根;另一

種意見(jiàn)是采用游標(biāo)卡尺測(cè)出詳細(xì)直徑值,每分鐘只能測(cè)1根軸.經(jīng)驗(yàn)表白,軸合格率為99%左右.

若但愿進(jìn)行過(guò)程控制,應(yīng)采用最佳方案是:A.用塞規(guī),每次檢測(cè)100件作為一種樣本,用np控制圖

B.用塞規(guī),每次檢測(cè)500件作為一種樣本,用np控制圖

C.用游標(biāo)卡尺,每次持續(xù)檢測(cè)5根軸,用RX

控制圖

D.用游標(biāo)卡尺,每次持續(xù)檢測(cè)10根軸,用RX

控制圖

76.

在計(jì)算出控制圖上下控制限后,可以比較上下控制限與上下公差限數(shù)值.這兩個(gè)限制范疇

關(guān)系是:

A.

上下控制限范疇一定與上下公差限范疇相似

B.

上下控制限范疇一定比上下公差限范疇寬

C.

上下控制限范疇一定比上下公差限范疇窄

D.

上下控制限范疇與上下公差限范疇普通不能比較

77.

一位工程師每天收集了

100~200

件產(chǎn)品,每天抽樣數(shù)不能保證相似,準(zhǔn)備監(jiān)控每天不合格品數(shù),

她應(yīng)當(dāng)使用如下哪種控制圖

A.

u

B.

np

C.

c

D.

p

78.

在研究完改進(jìn)辦法后,決定進(jìn)行試生產(chǎn).試生產(chǎn)半月后,采集了100個(gè)數(shù)據(jù).發(fā)現(xiàn)過(guò)程仍未受控,

且原則差過(guò)大,平均值也低于目的規(guī)定.對(duì)于這3方面問(wèn)題解決順序應(yīng)當(dāng)是:

A.

一方面分析找出過(guò)程未受控因素,即找出影響過(guò)程異常變異因素,使過(guò)程達(dá)到受控.

B.

一方面分析找出原則差過(guò)大因素,然后減小變異.

C.

一方面分析找出平均值太低因素,用最短時(shí)間及最小代價(jià)調(diào)節(jié)好均值.

D.

以上環(huán)節(jié)順序不能必定,應(yīng)當(dāng)依照實(shí)際狀況判斷解決問(wèn)題途徑.

79.

在性佳牌手機(jī)生產(chǎn)車(chē)間,要檢測(cè)手機(jī)抗脈沖電壓沖擊性能.由于是破壞性檢查,成本較高,每

小時(shí)從生產(chǎn)線上抽一部來(lái)作檢測(cè),共持續(xù)監(jiān)測(cè)4晝夜,得到了96個(gè)數(shù)據(jù).六西格瑪團(tuán)隊(duì)中,王先生

主張對(duì)這些數(shù)據(jù)畫(huà)"單值-移動(dòng)極差控制圖",梁先生主張將

3

個(gè)數(shù)據(jù)當(dāng)作一組,對(duì)這

32

組數(shù)據(jù)作

"Xbar-R控制圖".這時(shí)你以為應(yīng)使用控制圖是:

A.

只能使用"單值-移動(dòng)極差控制圖",

B.

只能使用"Xbar-R控制圖".

C.

兩者都可以使用,而以"Xbar-R控制圖"精度較好.

D.

兩者都可以使用,而以"單值-移動(dòng)極差控制圖"精度較好.

80.在實(shí)行六西格瑪項(xiàng)目時(shí),力場(chǎng)分析(Force

Field

Analysis)辦法可用于:

A.

查找問(wèn)題主線因素B.

證項(xiàng)目實(shí)行效果

C.

擬定方案實(shí)行也許帶來(lái)好處和問(wèn)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)節(jié)時(shí)間,15分鐘籌劃停工時(shí)間,15分鐘用于設(shè)備

意外.請(qǐng)問(wèn)設(shè)備時(shí)間開(kāi)動(dòng)率為:

A.

87%

B.

93%

C.

90%

D.

85%

82.

關(guān)于全面生產(chǎn)性維護(hù)(TPM)描述,不對(duì)的是:

A.

TPM

應(yīng)是團(tuán)隊(duì)工作來(lái)完畢

B.

TPM強(qiáng)調(diào)一線員工積極參加

C.

TPM目是消除因機(jī)器操作產(chǎn)生故障,缺陷,揮霍和損失

D.

TPM就是縮短故障維修時(shí)間

83.

限制理論(TOC,

Theory

of

Constraint)重要關(guān)注領(lǐng)域是:

A.

顧客需求

B.

價(jià)值流

C.

準(zhǔn)時(shí)交付

D.

消除流程中"瓶頸"

84.

在質(zhì)量功能展開(kāi)(QFD)中,

質(zhì)量屋"屋頂"

三角形表達(dá):

A.

工程特性之間有關(guān)性

B.

顧客需求之間有關(guān)性

C.

工程特性設(shè)計(jì)目的

D.

工程特性與顧客需求有關(guān)性

二,多選題:

85.

在六西格瑪推動(dòng)過(guò)程中,高層管理委員會(huì)重要工作有:

A.

擬定公司戰(zhàn)略

B.

參加六西格瑪項(xiàng)目選取

C.

計(jì)算六西格瑪項(xiàng)目收益

D.

制定公司整體六西格瑪實(shí)行籌劃

86.

六西格瑪項(xiàng)目控制階段重要工作內(nèi)容有:

A.

改進(jìn)方案試運(yùn)營(yíng)

B.

建立過(guò)程控制統(tǒng)

C.

將改進(jìn)方案納入原則D.

擬定下一種改進(jìn)機(jī)會(huì)87.六西格瑪管理辦法A.來(lái)源于摩托羅拉,發(fā)展于通用電氣等跨國(guó)公司B.其DMAIC改進(jìn)模式與PDCA循環(huán)完全不同C.是對(duì)全面質(zhì)量管理特別是質(zhì)量改進(jìn)理論繼承性新發(fā)展D.可以和質(zhì)量管理小組(QCC)等改進(jìn)辦法,與ISO9001,卓越績(jī)效模式等管理系統(tǒng)整合推動(dòng).88.履行六西格瑪管理目就是要A.將每百萬(wàn)出錯(cuò)機(jī)會(huì)缺陷數(shù)減少到3.4B.提高公司核心競(jìng)爭(zhēng)力C.追求零缺陷,減少劣質(zhì)成本D.變革公司文化89.顧客需求涉及：A.顧客及潛在顧客需求(VOC)B.法規(guī)及安全原則需求C.競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手顧客需求D.供貨商需求90.界定階段(Define)是六西格瑪DMAIC項(xiàng)目過(guò)程第一步.在這個(gè)階段,咱們應(yīng)當(dāng)做工作涉及：A.確認(rèn)顧客規(guī)定和擬定過(guò)程B.更新和完善項(xiàng)目特許任務(wù)書(shū)C.擬定項(xiàng)目度量指標(biāo)D.明確問(wèn)題重要因素91.親和圖(AffinityDiagram)可應(yīng)用于如下場(chǎng)合：A.選取最優(yōu)方案B.用于歸納思想,提出新構(gòu)思C.整頓顧客需求D.評(píng)價(jià)最優(yōu)方案92.如下什么是一種好項(xiàng)目問(wèn)題陳述所共有構(gòu)成某些選取所有也許回答：A.問(wèn)題對(duì)象描述詳細(xì)B.有清晰時(shí)間描述C.成果可測(cè)量D.具有解決方案93.高品位過(guò)程圖(SIPOC)能令員工理解公司宏觀業(yè)務(wù)流程是由于：A.它描述了每個(gè)詳細(xì)流程B.它確認(rèn)過(guò)程之顧客C.它確認(rèn)過(guò)程之供方D.它闡明過(guò)程成果94.M車(chē)間生產(chǎn)螺釘.為了預(yù)計(jì)螺釘長(zhǎng)度，從當(dāng)天成品庫(kù)中隨機(jī)抽取25個(gè)螺釘,測(cè)量了它們長(zhǎng)度,樣本均值為22.7mm.并且求出其長(zhǎng)度總體均值95%置信區(qū)間為(22.5，22.9).下述哪些判斷是不對(duì)的：A.當(dāng)天生產(chǎn)螺釘中,有95%螺釘之長(zhǎng)度落入(22.5，22.9)之內(nèi).B.當(dāng)天任取一種螺釘,其長(zhǎng)度以95%概率落入(22.5，22.9)之內(nèi).C.區(qū)間(22.5，22.9)覆蓋總體均值概率為95%.D.若再次抽取25個(gè)螺釘,樣本均值以95%概率落入(22.5，22.9)之內(nèi).95.在測(cè)量系統(tǒng)分析計(jì)算重復(fù)性和再現(xiàn)性(R&R)時(shí),相對(duì)于極差法(RangeMethod)而言,采用方差分析和方差預(yù)計(jì)法長(zhǎng)處是：A.計(jì)算簡(jiǎn)便B.可以預(yù)計(jì)交互作用影響C.可以進(jìn)行深層次記錄分析D.是精準(zhǔn)算法,計(jì)算成果沒(méi)有誤差96.對(duì)某些實(shí)行因子實(shí)驗(yàn)理解,下面說(shuō)法對(duì)的是：A.混雜現(xiàn)象浮現(xiàn)是完全可以避免B.混雜現(xiàn)象成果是可以選取C.任何主效應(yīng)與二階交互效應(yīng)混雜都必要避免D.存在某些二階交互作用混雜普通是可以容許97.在下列哪些狀況中可以使用方差分析辦法：A.比較各種正態(tài)總體均值與否相等B.比較各種正態(tài)總體方差與否相等C.比較各種總體分布類(lèi)型與否相似D.分解數(shù)據(jù)總變異(Variation)為若干故意義分量98.在實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中,咱們經(jīng)常要將本來(lái)對(duì)于因子設(shè)定各水平值實(shí)行"代碼化"(Coding).例如在2水平時(shí),把"高""低"二水平分別記為"+1"及"-1".這樣做好處是：A.比未代碼化時(shí)提高了計(jì)算精度.B.代碼化后,可以通過(guò)直接比較各因子或因子間交互作用回歸系數(shù)之絕對(duì)值以擬定效應(yīng)大小,即回歸系數(shù)之絕對(duì)值越大者該效應(yīng)越明顯;而未代碼化時(shí)不能這樣判斷.C.代碼化后,刪除回歸方程中某些不明顯之項(xiàng)時(shí),其他各項(xiàng)回歸系數(shù)不變;未代碼化時(shí),在刪除某些不明顯之項(xiàng)時(shí)其他各項(xiàng)回歸系數(shù)也許有變化.D.由于代碼化后,各因子或因子間交互作用回歸系數(shù)之預(yù)計(jì)量間互相無(wú)關(guān),如果在對(duì)系數(shù)進(jìn)行系數(shù)明顯性檢查時(shí)，某系數(shù)P—value較大(例如不不大于0.2),證明它們效應(yīng)不明顯,可以直接將其刪除;而未代碼化時(shí),各項(xiàng)回歸系數(shù)間也許關(guān)于,因而雖然某系數(shù)系數(shù)明顯

性檢查時(shí)P—value較大,也不能冒然刪除.

99.

在改進(jìn)階段中,安排了實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與分析.僅對(duì)新建立模型進(jìn)行普通記錄分析是不夠,還

必要進(jìn)行殘差診斷.這樣做目是:

A.

判斷模型與數(shù)據(jù)擬合與否有問(wèn)題

B.

判斷各主效應(yīng)與交互效應(yīng)與否明顯

C.

協(xié)助尋找出因子最佳設(shè)立,以使響應(yīng)變量達(dá)到最優(yōu)化

D.

判斷實(shí)驗(yàn)過(guò)程中實(shí)驗(yàn)誤差與否有不正常變化

100.對(duì)于響應(yīng)曲面辦法對(duì)的論述是:

A.

響應(yīng)曲面辦法是實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)辦法中一種

B.

響應(yīng)曲面辦法是在最優(yōu)區(qū)域內(nèi)建立響應(yīng)變量與各自變量二次回歸方程

C.

響應(yīng)曲面辦法可以找尋到響應(yīng)變量最優(yōu)區(qū)域

D.

響應(yīng)曲面辦法可以判明各因子明顯或不明顯

101.在兩水平因子實(shí)驗(yàn)時(shí),增長(zhǎng)若干個(gè)中心點(diǎn)長(zhǎng)處是:

A.

可以得到純誤差項(xiàng)

B.

檢查模型彎曲性

C.

使模型系數(shù)預(yù)計(jì)更精確

D.

不破壞正交性和平衡性

102.在2水平全因子實(shí)驗(yàn)中,

通過(guò)記錄分析發(fā)現(xiàn)因子C及交互作用A*B是明顯,

而A,B,D均不顯

著,

則在選用最佳方案時(shí),

應(yīng)考慮:

A.

找出因子A最佳水平

B.

找出因子c最佳水平

C.

找出因子A和B最佳水平搭配

D.

找出因子D最佳水平

103.

在因子設(shè)計(jì)階段,對(duì)3個(gè)因子A,B及C,進(jìn)行二水平全因子共11次實(shí)驗(yàn)后,可以確認(rèn)3者皆

明顯,但卻發(fā)現(xiàn)了明顯彎曲.決定增做些實(shí)驗(yàn)點(diǎn),形成響應(yīng)曲面設(shè)計(jì).一種團(tuán)隊(duì)成員建議在新設(shè)計(jì)

中使用

CCF(中心復(fù)合表面設(shè)計(jì),Central

Composite

Face-Centered

Design).她這樣建議好處

是:

A.

原有11次實(shí)驗(yàn)成果依然可以運(yùn)用.

B.

新設(shè)計(jì)仍保持