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六西格瑪單選題試題庫[答案與解析]-文庫吧資料

2025-07-04 19:25本頁面
  

【正文】 置 D 責(zé)任的分配解析:一個典型的QFD流程一般包括以下幾個步驟: 通過運(yùn)用產(chǎn)品規(guī)劃矩陣,發(fā)掘顧客的產(chǎn)品需求、或者是這些需求表現(xiàn)出來的技術(shù)特征。80.在實(shí)施六西格瑪項(xiàng)目時,力場分析(Force Field Analysis)方法可用于:80 CA. 查找問題的根本原因B. 證項(xiàng)目的實(shí)施效果C. 確定方案實(shí)施可能帶來的好處和問題D. 定量分析變異源81. 小時,30 分鐘調(diào)整時間,15 分鐘計劃停工時間,15 分鐘用于設(shè)備意外。解析:XbarR 控制圖要求每次在較短時間內(nèi)一個45個樣本的子組,組內(nèi)樣本受偶然因素影響較小。C. 兩者都可以使用,而以“XbarR 控制圖”的精度較好。六西格瑪團(tuán)隊中,王先生主張對這些數(shù)據(jù)畫“單值移動極差控制圖”,梁先生主張將3 個數(shù)據(jù)當(dāng)作一組,對這32 組數(shù)據(jù)作“XbarR 控制圖”。79. 在性佳牌手機(jī)生產(chǎn)車間,要檢測手機(jī)的抗脈沖電壓沖擊性能。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(diào)整好均值。對于這3 方面的問題的解決順序應(yīng)該是:78 A 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(dá)到受控。試生產(chǎn)半月后,采集了100 個數(shù)據(jù)。若希望進(jìn)行過程控制,應(yīng)采取的最佳方案是:75 C A.用塞規(guī),每次檢測100 件作為一個樣本,用np 控制圖B.用塞規(guī),每次檢測500 件作為一個樣本,用np 控制圖C.用游標(biāo)卡尺,每次連續(xù)檢測5 根軸,用X ?R 控制圖D.用游標(biāo)卡尺,每次連續(xù)檢測10 根軸,用X ?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。在對直徑的測量時,有兩種意見,一是建議用塞規(guī),測量結(jié)果為通過/不通過,每分鐘可測5 根;另一種意見是采用游標(biāo)卡尺測出具體直徑值,每分鐘只能測1 根軸。工序要求為Ф20177。B. 平面度指標(biāo)不服從正態(tài)分布C. 每天內(nèi)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。下面將每天5 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。其平均值的趨勢圖如圖1 所示。故選B。對于8因子,能確保分辨度大于4的最低實(shí)驗(yàn)設(shè)計是284即16次試驗(yàn)。解析:本題的考點(diǎn)是實(shí)驗(yàn)設(shè)計的分辨度問題。C. 12 次(PlackettBurman 設(shè)計)。參考有關(guān)表格,你贊成下列哪個人的意見?72 B A. 32 次。經(jīng)費(fèi)的限制使得試驗(yàn)總次數(shù)應(yīng)盡可能地少,但仍希望不要使主效應(yīng)與二階交互作用相混雜。D.這張表根本決定不了最多可以排多少因子,要根據(jù)實(shí)際經(jīng)驗(yàn)判斷第8 個因子是否重要,然后根據(jù)其重要性再決定是否選入。C.正交試驗(yàn)著重看正交表中一共有多少列。你贊成下列哪個人的意見?71 B 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 154 Full III8 Full IV III III III16 Full V IV IV IV III III III III III III III32 Full VI IV IV IV IV IV IV IV IV IV64 Full VII V IV IV IV IV IV IV IV128 Full VIII VI V V IV IV IV IVA.由7 個因子增加到8 個因子,必然要增加試驗(yàn)次數(shù),既然試驗(yàn)總次數(shù)限定了,不可能考慮增加此因子。經(jīng)費(fèi)的限制使得連中心點(diǎn)在內(nèi)的試驗(yàn)總次數(shù)不能超過20 次。此時可以斷定本試驗(yàn)設(shè)計的分辯度(Resolution)是:70 BA. 3B. 4C. 5D. 671. 在部分實(shí)施的因子設(shè)計中,如何利用下面這張表格來制訂試驗(yàn)計劃非常重要。在這種情況下,應(yīng)該選擇進(jìn)行:69 B A. 全因子試驗(yàn)B. 部分實(shí)施的二水平正交試驗(yàn),且增加若干中心點(diǎn)C. 部分實(shí)施的二水平正交試驗(yàn),不增加中心點(diǎn)D. PlackettBurman 設(shè)計70. 在部分實(shí)施的因子試驗(yàn)設(shè)計中,考慮了A,B,C,D,E 及F 共 6 個因子,準(zhǔn)備進(jìn)行16 次試驗(yàn)。其中除因子的主效應(yīng)外,還要考慮3 個二階交互效應(yīng)AB、AC 及DF,所有三階以上交互作用可以忽略不計。66. 下列哪項(xiàng)設(shè)計是適合作為改進(jìn)階段開始的篩選實(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(CCD)D. BoxBehnken 設(shè)計67. 在4 個因子A、B、C、D 的全因子設(shè)計中,增加了3 個中心點(diǎn)的試驗(yàn)。對于D,若E=ACD,則ACDE=1,AC=DE、AE=CD、AD=CE,均無混雜,若F=BCD,則BCDF=1,BC=DF、BD=CF、BF=CD,均無混雜。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,選擇使產(chǎn)量達(dá)到最大的溫度及反應(yīng)時間D. 進(jìn)行因子試驗(yàn)設(shè)計,看是否還有其它變量也對產(chǎn)量有影響,擴(kuò)大因子選擇的范圍64. 回歸方程Y = 30?X中,Y 的誤差的方差的估計值為9,當(dāng)X = 1 時,Y 的95%的近似預(yù)測區(qū)間是:64 A A. (23,35)B. (24,36)C. (20,38)D. (21,39)解析:當(dāng)X=1時,Y=29,其PI為Y加減2S,方差為9 ,S值為3,29+6=35,296=23選擇A65. 某工序過程有六個因子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262設(shè)計,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(Generators)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200(千克)有提高C.因?yàn)闆]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)隊分析了歷史上本車間產(chǎn)量(Y)與溫度(X1)及反應(yīng)時間(X2)的記錄。問,換算為原始變量(未代碼化前)的方程時,此回歸系數(shù)應(yīng)該是多少?59 C A. 40B. 4C. D. 60. 為了判斷兩個變量間是否有相關(guān)關(guān)系,抽取了30 對觀測數(shù)據(jù)。響應(yīng)變量Y 為延伸量(單位為cm)。59. 為了研究軋鋼過程中的延伸量控制問題,在經(jīng)過2 水平的4 個因子的全因子試驗(yàn)后,得到了回歸方程。C. 將原始數(shù)據(jù)求平方根后,可以化為正態(tài)分布。在確定變換方法時得到下圖:LambdaStDev1 0 1 2 3543210Lower?CL Upper?CLLimitLambda(using % confidence)Estimate Lower?CL Upper?CL Best ValueBoxCox 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)取對數(shù)后,可以化為正態(tài)分布。58. 已知一組壽命(Life Time)數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布。C.有可能出現(xiàn)3 個自變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的 PValue 的情況,這說明這3 個自變量間可能有相關(guān)關(guān)系,這種情況很正常。在統(tǒng)計分析的輸出中,找到了對各個回歸系數(shù)是否為0 的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。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。C. 將工人及螺釘作為兩個因子,按兩個因子嵌套(Nested)的模型,用全嵌套模型(Fully NestedANOVA)計算出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。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因子,進(jìn)行兩種方式分組的方差分析(TwoWay ANOVA),分別計算出兩個因子的顯著性,并根據(jù)其顯著性所顯示的P 值對變異原因作出判斷。56. M 公司中的Z 車間使用多臺自動車床生產(chǎn)螺釘,其關(guān)鍵尺寸是根部的直徑。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)的計算比ANOVA 方法要簡單,因而不能用ANOVA 方法替代。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。55. 對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)。C. 將工人及繞線器作為兩個因子,按兩個因子嵌套(Nested)的模型,用全嵌套模型(FullyNested ANOVA)計算出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。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因子,進(jìn)行兩種方式分組的方差分析(TwoWay ANOVA),分別計算出兩個因子的顯著性,并根據(jù)其顯著性所顯示的P 值對變異原因作出判斷。但實(shí)際上的電壓比總有些誤差。D. 在不同時間周期內(nèi),用此測電阻儀測量同一個機(jī)柜時,測量值的波動是“再現(xiàn)性”誤差。B. 不同的設(shè)定的V 值所引起的變異是“再現(xiàn)性”誤差。作測量系統(tǒng)分析時,使用傳統(tǒng)方法,對10 個機(jī)柜,都用3 種不同選擇的V 值,各測量2 次。取10 片疊起來,則這10 片墊片疊起來后總厚度的均值和方差為:51 CA. ;B. 均值20mm;C. 均值20mm;D. 均值20mm;方差4解析:考的是方差可加性52. M車間負(fù)責(zé)測量機(jī)柜的總電阻值。增大二類錯誤的概率】 51. M 公司生產(chǎn)墊片。故本題要選用B,盡量承認(rèn)原假設(shè)。一般意義上,在以上4個選項(xiàng)中只有D相對最合適。根據(jù)Fisher方法,AB,AC不包含零值,既有顯著差異;BC不包含零值,所以有顯著差異。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。C. 采用Tukey 方法,全部總體參加比較時,總第I 類錯誤風(fēng)險選定為5%,其計算結(jié)果為:AC 間無顯著差異,但催化劑A 及C 的產(chǎn)量都顯著高于催化劑B 的產(chǎn)量。Oneway ANOVA: product versus CatalystSource DF SS MS F PCatalyst 2 Error 15 Total 17 S = RSq = % RSq(adj) = %Level N Mean StDevA 6 B 6 C 6 ***********************************************************Tukey 95% Simultaneous Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystIndividual confidence level = %Catalyst = A subtracted from:Catalyst Lower Center UpperB C Catalyst = B subtracted from:Catalyst Lower Center UpperC *****************************************************Fisher 95% Individual Confidence IntervalsAll Pairwise Comparisons among Levels of CatalystSimultaneous confidence level = %Catalyst = A subtracted from:Catalyst Lower Center UpperB C Catalyst = B subtracted from:Catalyst Lower Center UpperC 由上面這些結(jié)果,如果我們希望兩兩比較時總的第I 類錯誤風(fēng)險控制為5%,應(yīng)該選用的結(jié)論是:答案:50 BA. 3 種催化劑效果無顯著差異。50. 為了比較A、B、C三種催化劑對硝酸氨產(chǎn)量的影響,在三種催化劑下,各生產(chǎn)了6批產(chǎn)品。根據(jù)雙樣本T檢驗(yàn),強(qiáng)度的確有所提高(p,采用對立假設(shè))。D. 改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度無提高,抗拉強(qiáng)度的波動也未變。B. 改進(jìn)后平均抗拉強(qiáng)度有提高,但抗拉強(qiáng)度的波動未變。time95% Bonferroni Confidence Intervals for StDevsBeforeAfter timestrengthBeforeAfter510
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