~中质协黑带考试试卷

解答20072009年中质协黑带考试试卷。1.黑带是六西格玛管理中最为重要的角色之一。在下面的陈述中，哪些不是六西格玛黑带应承担的任务： A.在倡导者（Champion）和资深黑带（MBB）的指导下，带领团队完成六西格玛项目B.运用六西格玛管理工具方法，发现问题产生的根本原因，确认改进机会； C.与倡导者资深黑带以及项目相关方沟通，寻求各方的支持和理解； D.负责整个组织六西格玛管理的部署，为团队确定六西格玛管理推进目标，分配资源并监控进展。 D 解析：分配资源、监控进程是champion的职责。2. 确定项目选择及项目优先级是下列哪个角色的责任A黑带 B黑带大师C绿带 D倡导者D 解析 倡导者根据业务需求决定项目是否需要开展，并制定优先级3. 在分析 X-R控制图时应 A.先分析 X图然后再分析 R图 B.先分析R图然后再分析 X图 C. X图和R图无关，应单独分析 D.以上答案都不对B 解析，Xbar-R控制图，先分析组内极差情况，如果组内极差失控，要首先解决组内问题。（攘外必先安内）4.在六西格玛管理的组织结构中，下面的陈述哪个是正确的： A. 黑带应当自主决定项目选择 B 绿带的数量和素质是推行六西格玛获得成功的关键因素 C 倡导者对六西格玛活动整体负责，确定前进方向 D 以上都不是C 解析 项目选择要经过倡导者的确认，黑带是关键，高层支持也是关键，绿带是基础5. 质量管理大师戴明先生在其著名的质量管理十四条中指出“停止依靠检验达成质量的做法”，这句话的含义是： A.企业雇佣了太多的检验人员，对经营来说是不经济的。 B.质量是设计和生产出来的，不是检验出来的。 C.在大多数情况下，应该由操作人员自己来保证质量，而不是靠检验员保证。 D.人工检验的效率和准确率较低，依靠检验是不能保证质量的。 B 解析，B项是本意，倡导大质量全面质量管理6. 在下列陈述中，不正确的是： A. 六西格玛管理仅是适合于制造过程质量改进的工具； B. 六西格玛管理是保持企业经营业绩持续改善的系统方法； C. 六西格玛管理是增强企业领导力和综合素质的管理模式； D. 六西格玛管理是不断提高顾客满意程度的科学方法。 A 解析，六西格玛最早应用于制造业，但是后来在制造金融服务等行业都得到迅速发展，如美国银行、中国平安、携程网等7.下列说法错误的是: A.界定阶段包括界定项目范围、组成团队。B.测量阶段主要是测量过程的绩效，即 Y，在测量前要验证测量系统的有效性，找到并确认影响Y的关键原因。 C.分析阶段主要是针对Y进行原因分析，找到并验证关键原因。 D.改进阶段主要是针对关键原因X寻找改进措施，并验证改进措施。 B 解析“确认影响Y的关键原因”是A阶段的任务8.在以下常用的 QC新七种工具方法中，用于确定项目工期和关键路线的工具是： A.亲和图 B.矩阵图 C.PDPC法 D.网络图 D 解析网络图或箭头图是专门用于确定工期和关键路线的图。9. “平衡记分卡”是由下述哪几个维度构成的： A.财务、顾客、内部业务流程、员工学习与成长 B.评价系统、战略管理系统、内部沟通系统C.业绩考评系统、财务管理系统、内部流程D.财务系统、绩效考核系统、顾客关系管理系统 A 解析BSC从四个方面考核绩效：员工、流程、财务、顾客10. 在质量功能展开(QFD, Quality Function Deployment) 中，首要的工作是 ： A.客户竞争评估 B.技术竞争评估 C.决定客户需求 D.评估设计特色C DFSS中运用QFD第一步要将客户所需搞清楚11.在某检验点，对 1000个某零件进行检验，每个零件上有 10个缺陷机会，结果共发现 16个零件不合格，合计 32个缺陷，则DPMO为 A. 0.0032 B. 3200 C. 32000 D. 1600B 解析分母1万，分子32，则DPMO=32/1万 *100万=320012.下面列举的工具中，哪个一般不是在项目选择时常用的工具： A.排列图（Pareto） B.实验设计 C. QFD D.因果矩阵 B 实验设计DOE，是专门用来改善问题的工具，不能用来挖掘问题。13六西格玛项目团队在明确项目范围时，应采用以下什么工具？A.因果图 B. SIPOC图 C. PDPC法 D.头脑风暴法 B SIPOC又称基础流程图或高阶流程图，是专门用于界定流程范围的。先做P然后做OC和SI14. 哪种工具可以用于解决下述问题： 一项任务可以分解为许多作业，这些作业相互依赖和相互制约，团队希望把各项作业之间的这种依赖和制约关系清晰地表示出来，并通过适当的分析找出影响进度的关键路径，从而能进行统筹协调。 A.PDPC(过程决策程序图) B.箭条图(网络图) C.甘特图 D.关联图 B 解析PDPC主要是运用运筹学的理念，将流程中可能遇到的阻碍点制定对应变化的一种方法，防止方案屡屡修改。关联图是将有因果关系的因素连接起来，表达一种逻辑关系。网络图（箭条图）是统筹法的概念，将需要做的工作按照时间顺序和从属关系，用网络形式表示的一种图形，可以清楚的表示出相互的依赖关系和制约关系等。15.下述团队行为标示着团队进入了哪个发展阶段？ 团队的任务已为其成员所了解，但他们对实现目标的最佳方法存在着分歧，团队成员仍首先作为个体来思考，并往往根据自己的经历做出决定。这些分歧可能引起团队内的争论甚至矛盾。 A.形成期 B.震荡期 C.规范期 D.执行期 B 顾名思义 16.在界定阶段结束时，下述哪些内容应当得以确定？1、项目目标2、项目预期的财务收益 3、项目所涉及的主要过程4、项目团队成员 A.1； B.1和4； C.2和3； D.1、2、3和4。D 项目章程十大要素包含上面全部17.在项目特许任务书(Team Charter)中，需要陈述“经营情况”（Business Case,也被称为项目背景）。该项内容是为了说明： A.为什么要做该项目； B.项目的目标； C.项目要解决的问题； D.问题产生的原因。 A Business case 说的是为何要做这个项目，如果不做这项目，目前存在的危害。18.一个过程由三个工作步骤构成（如图所示），每个步骤相互独立，每个步骤的一次合格率 FTY分别是：FTY1 = 99% ；FTY2 = 97%；FTY3 = 96%。则整个过程的流通合格率为 A. 92.2% B. 99% C. 96% D. 97.3%A 整个流程合格率一定低于每个流程的合格率，所以A。 19. 在谈到激励技巧时，常常会基于马斯洛（Maslow）的“人的五个基本需求”理论。马斯洛认为：人们的最初激励来自于最低层次的需求，当这个需求被满足后，激励便来自于下一个需求。那么，按照马斯洛理论，人们需求层次从低到高的顺序就是： A.安全需要生存需要尊重归属感成就或自我实现B.生存需要安全需要尊重归属感成就或自我实现C.生存需要安全需要归属感尊重成就或自我实现D.生存需要安全需要归属感成就或自我实现尊重C 马斯洛经典需求理论。20. 劣质成本的构成是： A.内部损失和外部损失成本 B.不增值的预防成本鉴定成本内部损失和外部损失成本 C.不增值的预防成本内部损失和外部损失成本 D.鉴定成本内部损失和外部损失成本 B 解析COPQ是不增值的成本和质量损失成本，包含预防成本+鉴定成本+故障成本（损失成本）等21. 某生产线上顺序有3道工序，其作业时间分别是8分钟、10分钟、6分钟，则生产线的节拍是：A. 8分钟 B. 10分钟 C. 6分钟 D. 以上都不对B 解析节拍时间Takt是流程中单位时间内生产出一个产品或部件的时间，在多工序中，节拍时间是最长的哪个工序时间。比如本题，由于各个工序（假定ABC三工序）均是同步生产，所以480分钟内，A工序输出60个产品，B工序输出48个产品，C工序输出80个，能够在480分钟内输出的产品只有48个（B瓶颈工序）。22. 下述网络图中，关键路径是？（时间单位：天） 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 原图无法贴出，仅作介绍，关键路径是路径时间最长的那条线。23. 对于离散型数据的测量系统分析，通常应提供至少 30件产品，由 3个测量员对每件产品重复测量2次，记录其合格与不合格数目。对于 30件产品的正确选择方法应该是： A.依据实际生产的不良率，选择成比例的合格及不合格样品 B.至少 10件合格，至少 10件不合格，这与实际生产状态无关 C.可以随意设定比率,因为此比率与测量系统是否合格是无关的D.以上都不对 B，24美国工程师的项目报告中提到，在生产过程中，当华氏度介于(70,90)之间时,产量获得率（以百分比计算）与温度（以华氏度为单位）密切相关（相关系数为0.9），而且得到了回归方程如下: Y = 0.9X + 32 黑带张先生希望把此公式中的温度由华氏度改为摄氏度。他知道摄氏度（C）与华氏度（F）间的换算关系是： C = 5/9 （ F 32） 请问换算后的相关系数和回归系数各是多少？ A.相关系数为0.9，回归系数为1.62 B.相关系数为 0.9，回归系数为 0.9 C.相关系数为 0.9，回归系数为 0.5 D.相关系数为 0.5，回归系数为 0.5 A 相关系数是变量间的关系，不随计量单位的变化而变化，依旧是0.9，公示中的系数是回归系数，将换算公式带入回归方程，可得Y=0.9*(9/5)X+b, 可见回归系数大于1，故A。25. 对于流水线上生产的一大批二极管的输出电压进行了测定。经计算得知，它们的中位数为2.3V。5月8日上午，从该批随机抽取了 400个二极管，对于它们的输出电压进行了测定。记 X为输出电压比2.3V大的电子管数，结果发现，X=258支。为了检测此时的生产是否正常。先要确定 X的分布。可以断言： A. X近似为均值是 200，标准差是 20的正态分布。 B. X近似为均值是 200，标准差是 10的正态分布。 C. X是（180，220）上的均匀分布。 D. X是（190，210）上的均匀分布。B 解析，因为中位数是2.3，所以大于和小于2.3的应该相同，所以400个二极管应该有200个大于2.3。对于每一次抽检，因为测量结果不对其他测量结果产生影响，并且每次度数只有大于或小于2.3V两种可能，检验了400次。这是一个典型的二项式分布，并且概率p=0.5，n=400.依据二项式分布函数，E=np=200，=根号np（1-p）=根号400*0.25=10.故此分布式均值200，标准差10的二项式分布（近似正态分布）。26. 容易看到，在一个城市中不同收入者的住房面积相差悬殊，分布一般会呈现出严重的右偏倾向。为了调查S市的住房状况，随机抽取了 1000个住户，测量了他们的住房面积。在这种情况下，代表一般住房状况的最有代表性的指标应该是： A样本平均值（Mean） B去掉一个最高值，去掉一个最低值，然后求平均 C样本众数（Mode），即样本分布中概率最高者。 D 样本中位数（Median）D 财富分配只能用中位数，因为受两极极限数据影响太大。国家统计局的人因为基本都是“统计学学文盲”，所以采用平均数，让国民收入“被增长”。27. 在起重设备厂中, 对于供应商提供的垫片厚度很敏感。垫片厚度的公差限要求为12 毫米1毫米。供应商对他们本月生产状况的报告中只提供给出 Cp=1.33, Cpk=1.00 这两个数据。这时可以对于垫片生产过程得出结论说: A.平均值偏离目标12 毫米 大约 0.25 毫米 B.平均值偏离目标12 毫米 大约 0.5 毫米 C.平均值偏离目标12 毫米 大约 0.75 毫米 D.以上结果都不对 A 解析Cp=1.33说明过程潜在能力尚可，但是过程能力指数Cpk=1.00 说明不足。根据Cp和Cpk的计算公式可知，样本均值=基准值的时候，Cp=Cpk，当 偏离基准值的时候CpkCp. 依据公式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），即偏离目标值0.2528.下表是一个分组样本分组区间 （35， 45 （45， 55 （55， 65 （65， 75 频数 3 8 7 2 ，则其样本均值 X近似为 A. 50 B. 54 C. 62 D. 64 B 解析第二组和第三组的数据多，所以X近似值应该在 5060之间，只有B。也可以根据样本分组估算公式计算。29. 在某快餐店中午营业期间内，每分钟顾客到来人数为平均值是 8的泊松（Poisson）分布。若考虑每半分钟到来的顾客分布，则此分布近似为： 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分布类型将改变。 B 泊松分布的特性是均值=方差，而且n个泊松分布相加依旧是柏松分布，一分钟的泊松分布可看成2个半分钟泊松分布的相加。30. 一批产品分一、二、三级，其中一级品是二级品的二倍，三级品是二级品的一半，若从该批产品中随机抽取一个，此产品为二级品的概率是 A. 1/3 B. 1/6 C. 1/7 D. 2/7 解析a=2b，b=2c，则，a=4c，则，a b c分别为4c 2c c，所以a占4/7,b占2/7，c占1/7. 随机抽取b，概率为2/731. 为调查呼吸阻塞症在中国发病率，发了 5000份问卷。由于呼吸阻塞症与嗜睡症有密切关系，问卷都是关于是否有嗜睡倾向的。后来，问卷只回收了约 1000份，对回答了问卷的人进行了检测，发现呼吸阻塞症患病率为12%。对此比率数值是否准确的判断应为： A.可以认为此数是发病率的正确估计 B.由于未回收问卷较多，此值估计偏高 C.由于未回收问卷较多，此值估计偏低 D.1000份太少，上述发病率的估计无意义B 解析，发放5000分只收回1/5，此值估计偏高32. 对于一组共28个数据进行正态性检验。使用MINITAB软件，先后依次使用了 “Anderson-Darling”，“Ryan-Joiner（Similar to Shapiro-Wilk）”及“Kolmogorov Smirnov”3种方法，但却得到了 3种不同结论: “Anderson-Darling”检验 p-value0.10以及“Kolmogorov Smirnov” 检验 p-value0.15都判数据“正态”。这时候正确的判断是： A按少数服从多数原则，判数据“正态”。 B任何时候都相信“最权威方法”。在正态分布检验中，相信 MINITAB软件选择的缺省方法“Anderson-Darling”是最优方法，判数据“非正态”。 C检验中的原则总是“拒绝是有说服力的”，因而只要有一个结论为“拒绝”则相信此结果。因此应判数据“非正态”。 D此例数据太特殊，要另选些方法再来判断，才能下结论。 C 解析，只要一种检测证明非正态，即非正态。33. 已知化纤布每匹长 100米，每匹布内的瑕疵点数服从均值为 10的 Poisson分布。缝制一套工作服需要4米化纤布。问每套工作服上的瑕疵点数应该是： A.均值为 10的 Poisson分布 B.均值为 2.5的 Poisson分布 C.均值为 0.4的 Poisson分布 D.分布类型已改变 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米变成4米，可看成100米是由25个4米组成的泊松分布。34. 从平均寿命为 1000小时寿命为指数分布的二极管中，抽取 100件二极管，并求出其平均寿命。则 A.平均寿命仍为均值是1000小时的指数分布 B.平均寿命近似为均值是 1000小时，标准差为 1000小时的正态分布 C.平均寿命近似为均值是1000小时，标准差为100小时的正态分布 D.以上答案都不对。 C 解析指数分布均值等于标准偏差。指数分布不具备可加性，均值不会改变，标准偏差也不会改变。35. 某供应商送来一批零件，批量很大，假定该批零件的不良率为1%，今从中随机抽取32件，若发现2个或2个以上的不良品就退货，问接受这批货的概率是多少？ A. 72.4% B. 23.5% C. 95.9%D. 以上答案都不对 C 解析这是典型的二项式分布（概率已知，每次收取不对其他抽取产生影响，每次结果只有成功失败两种可能），则原题的概率是抽到0个不良和1个不良概率，C320* 0.010*0.9932+C321*0.011*0.9931=0.959.36. 某企业用台秤对某材料进行称重，该材料重量要求的公差限为 50015克。现将一个 500克的砝码，放在此台秤上去称重，测量20次，结果发现均值为510克，标准差为1 克。这说明： A.台秤有较大偏倚（Bias），需要校准 B.台秤有较大的重复性误差，已不能再使用，需要换用精度更高的天平。 C.台秤存在较大的再现性误差，需要重复测量来减小再现性误差。 D.测量系统没有问题，台秤可以使用。 A 解析天平存在10g的偏倚，偏倚可以通过校准消除。P/T=5.15/3030%，所以测量系统不合格40. 对于正态分布的过程,有关 Cp、Cpk和缺陷率的说法，正确的是： A.根据Cp 不能估计缺陷率, 根据 C pk才能估计缺陷率 B.根据Cp 和C pk才能估计缺陷率 C.缺陷率与Cp 和C pk无关 D.以上说法都不对 B 解析有计算公式可知，仅靠Cpk只能得出缺陷的范围，联合Cp才能估算缺陷率。这也是为何常用Z值代替Cpk的原因。41. 对于一个稳定的分布为正态的生产过程，计算出它的工序能力指数 Cp =1.65， C pk=0.92。这时，应该对生产过程作出下列判断： A生产过程的均值偏离目标太远，且过程的标准差太大。B生产过程的均值偏离目标太远，过程的标准差尚可。 C生产过程的均值偏离目标尚可，但过程的标准差太大。D对于生产过程的均值偏离目标情况及过程的标准差都不能作出判断。B Cp是流程能力，Cpk是能力指数，Cp反映的是整个流程标准差占据容差的比例，反映的是过程能力；而Cpk反映的还包含了过程均值距离目标值的偏差。42. 假定轴棒生产线上，要对轴棒长度进行检测。假定轴棒长度的分布是对称的（不一定是正态分布），分布中心与轴棒长度目标重合。对于 100根轴棒，将超过目标长度者记为“+”号，将小于目标长度者记为“-”号。记N+为出现正号个数总和，则N+的分布近似为： A（40，60）间的均匀分布。B（45，55）间的均匀分布。C均值为50，标准差为10的正态分布。D均值为50，标准差为5的正态分布。D 解析这是符号检验二项式分布的典型例子，在样本数量大于30的时候可以近似为正态分布。其中均值是np=50，方差是np(1-p)=25（所以=5），所以D43. 某生产线有三道彼此独立的工序，三道工序的合格率分别为：95%，90%，98%。 如下图所示： P=95% P=90% P=98% 每道工序后有一检测点，可检出前道工序的缺陷，缺陷不可返修,问此时整条线的初检合格率是多少？ A. 90% B. 98% C. 83.79% D. 83% C 解析此题是累计直通率的概念，三个合格率累积（连乘）=C44. 一批数据的描述性统计量计算结果显示，均值和中位数都是100。这时，在一般情况下可以得到的结论是： A.此分布为对称分布 B.此分布为正态分布 C.此分布为均匀分布 D.以上各结论都不能肯定 D 解析不能确定分布类型，但是本题前提“一般意义上”，也就是说不考虑特殊情况，分布多半会呈现对称分布，即A（当然这只是出题者一厢情愿的说法），故原题答案为A。45. 从参数=0.4的指数分布中随机抽取容量为 25的一个样本，则该样本均值准差近似为： A. 0.4 B. 0.5 C. 1.4 D. 1.5B 解析指数分布，均值=标准偏差，原分布中，均值=标准偏差=1/ =1/0.4=2.5，由于样本量为25，根据中心极限定理，新分布的=原西格玛的根号（样本量）=2.5/5=0.546. 某药厂最近研制出一种新的降压药，为了验证新的降压药是否有效，实验可按如下方式进行：选择若干名高血压病人进行实验，并记录服药前后的血压值，然后通过统计分析来验证该药是否有效。对于该问题,应采用: A双样本均值相等性检验 B配对均值检验C F 检验D方差分析B 解析，测量的是每个病人吃药前后的血压，因此数据配对，因此用配对T检验，即B47. 为了判断 A车间生产的垫片的变异性是否比 B车间生产的垫片的变异性更小，各抽取 25个垫片后，测量并记录了其厚度的数值，发现两组数据都是正态分布。下面应该进行的是： A两样本F检验B两样本T检验C两样本配对差值的 T检验 D两样本 Mann-Whitney秩和检验 A 解析考虑的是变异性，即考察，数据呈正态分布，可以用F检验和ANOVA检验，本题选用A48. 为了降低汽油消耗量，M研究所研制成功一种汽油添加剂。该所总工程师宣称此添加剂将使行驶里程提高2%。X运输公司想验证此添加剂是否有效，调集本公司各种型号汽车 30辆，发给每辆汽车普通汽油及加注添加剂汽油各 10升，记录了每辆车用两种汽油的行驶里程数，共计 60个数据。检验添加剂是否有效的检验方法应该是： A.双样本均值相等性 T检验。 B.配对样本检验 C.F检验 D.两样本非参数 Mann-Whitney 检验 B 解析原理同46题，是典型的配对数据，用配对T检验49. 原来本车间生产的钢筋抗拉强度不够高，经六西格玛项目改进后，钢筋抗拉强度似有提高。为了检验钢筋抗拉强度改进后是否确有提高，改进前抽取 8根钢筋，改进后抽取 10根钢筋，记录了他们的抗拉强度。希望检验两种钢筋的抗拉强度平均值是否有显著差异。经检验，这两组数据都符合正态分布。在检查两样本的方差是否相等及均值是否相等时，用计算机计算得到下列结果。 Test for Equal Variances for strength F-Test 0.181 Test Statistic 2.80 P-Value 0.188 Levenes 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 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.改进后平均抗拉强度有提高，但抗拉强度的波动也增加了。 B.改进后平均抗拉强度有提高，但抗拉强度的波动未变。 C.改进后平均抗拉强度无提高，但抗拉强度的波动增加了。 D.改进后平均抗拉强度无提高，抗拉强度的波动也未变。B 解析，原图无法贴出，发生了乱码，但是可以从P看出。根据双样本T检验，强度的确有所提高（p0.05无差异。50.为了比较 A、B、C三种催化剂对硝酸氨产量的影响，在三种催化剂下，各生产了 6批产品。进行了单因素方差分析（ ANOVA）后，得到结果如下所显示。 One-way ANOVA: product versus Catalyst Source DF SS MS F P Catalyst 2 70.11 35.06 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% Catalyst = 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 = 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:（从C中减去B得：） Catalyst Lower Center Upper C 0.159 2.333 4.508由上面这些结果，如果我们希望两两比较时总的第 I类错误风险控制为 5%，应该选用的结论是： A. 3种催化剂效果无显著差异。 B. 采用 Tukey方法，总第 I类错误风险为 5%，其计算结果为： AC间、BC间无显著差异，但催化剂 A的产量显著高于催化剂 B的产量。 C. 采用 Tukey方法，全部总体参加比较时，总第 I类错误风险选定为 5%，其计算结果为：AC间无显著差异，但催化剂 A及 C的产量都显著高于催化剂 B的产量。 D. 采用 Fisher方法，多总体中任意二总体进行比较时，第 I类错误风险皆选定为 5%，其计算结果为：3种催化剂下的产量都显著不同。催化剂 A的产量显著高于催化剂 C的产量，催化剂 C的产量显著高于催化剂 B的产量，当然催化剂 A的产量也显著高于催化剂 B的产量。B 解析，对立假设具有优先性，任何方法检测出有差异既有差异，本题Pra）=。这个函数是跟自由度（n-2）值有关的函数。自由度越大（样本越大）满足相关性所需要的相关系数就越小。61. 响应变量Y与两个自变量（原始数据）X 1及X2建立的回归方程为: y =2.2 + 30000x1 + 0.0003x2 由此方程可以得到结论是: A. X1对 Y的影响比 X 2对 Y的影响要显著得多 B. X1对 Y的影响比 X 2对 Y的影响相同 C. X2对 Y的影响比 X 1对 Y的影响要显著得多 D.仅由此方程不能对X 1及X2对Y影响大小作出判定 D 解析回归方程仅能说明X1，X2的单位变化对Y的影响，但不能说明哪个影响显著。首选X1 X2的变化程度不能确定，可能X1的变化非常微小，而X2的变化很大。62. 为了判断改革后的日产量是否比原来的 200 （千克）有所提高，抽取了 20次日产量，发现日产量平均值为 201（千克）。对此可以得到判断： A只提高1千克，产量的提高肯定是不显著的 B日产量平均值为201（千克），确实比原来200（千克）有提高C因为没有提供总体标准差的信息，因而不可能作出判断 D不必提供总体标准差的信息，只要提供样本标准差的信息就可以作出判断 D 根据假设检验的计算公式，仅凭均值尚不足以判断是否显著。一般情况下需要知道样本的标准偏差。然后用Z=（u-X）/，查表才能判断是否显著。63. 六西格玛团队分析了历史上本车间产量（Y）与温度（X1）及反应时间（X2）的记录。建立了Y 对于 X1及 X2的线性回归方程，并进行了ANOVA、回归系数显著性检验、相关系数计算等，证明我们选择的模型是有意义的，各项回归系数也都是显著的。下面应该进行： A.结束回归分析，将选定的回归方程用于预报等 B.进行残差分析，以确认数据与模型拟合得是否很好，看能否进一步改进模型 C.进行响应曲面设计，选择使产量达到最大的温度及反应时间 D.进行因子试验设计，看是否还有其它变量也对产量有影响，扩大因子选择的范围 B 解析假设检验是：1、验证数据正态；2、等方差检验；3、ANOVA分析显著性；4、计算相关系数；5、残差分析验证结论；6、给出结论64. 回归方程 Y = 30-X 中，Y的误差的方差的估计值为 9，当 X=1 时，Y的95%的近似预测区间是 A. (23,35) B. (24,36) C. (20,38) D. (21,39)A 解析X=1，Y=29，近似区间左右对称，=3， 精度（即偏离均值的程度，一般用正负d表示）估计d=2S/根号n=2*3/1=6，故A。65. 某工序过程有六个因子A、B、C、D、E、F，工程师希望做部分因子试验确定主要的影响因素，准备采用2 6-2设计，而且工程师根据工程经验判定AB、BC、AE、DE之间可能存在交互作用，但是MINITAB给出的生成元（Generators）为 E = ABC, F = BCD，为了不让可能显著的二阶交互作用相互混杂，下列生成元可行的是: A. E=ABD， F=ABCB. E=BCD， F=ABCC. E=ABC， F=ABDD. E=ACD， F=BCDD 解析交互作用中ABC肯定不行，因为ABC可分解为AB BC，这本身就是交互的，不能代表三阶元E。66. 下列哪项设计是适合作为改进阶段开始的筛选实验（Screening Experiment）： A. 8因子的全因子实验 B. 8因子的部分因子实验 C.中心复合设计（CCD） D. Box-Behnken 设计 B 解析，开始阶段，为了节约成本和提高效率，一般采用部分因子DOE。 中心复合和Box设计等均是后期为了准确提供准确参数而使用的。67. 在4个因子A、B、C、D的全因子设计中，增加了3个中心点的试验。分析试验结果，用MINITAB软件计算，其结果如下： Factorial Fit: y versus A, B, C, D Analysis of Variance for y (coded units) Source DF Seq SS Adj SS Adj MS F P Main Effects 4 8.16108 8.16108 2.04027 22.87 0.000 2-Way Interactions 6 0.67659 0.67659 0.11276 1.26 0.369 Residual Error 8 0.71361 0.71361 0.08920Curvature 1 0.02558 0.02558 0.02558 0.26 0.626 Lack of Fit 5 0.40463 0.40463 0.08093 0.57 0.735 Pure Error 2 0.28340 0.28340 0.14170 Total 18 9.55127在正交试验中，假定数据在拟合线性模型后，试验数据的残差有共同的方差，对于方差的估计量应该是