0과 1의 계수치 데이터이므로 $N=6\times 100=600$, $T=5+12+3+10+20+8=58$, $CT=\dfrac{58^2}{600}=5.607$ 이다.

A 각 수준의 부적합품수는 $T_{A_1}=15$, $T_{A_2}=32$, $T_{A_3}=11$ 이고 수준마다 데이터가 200개이므로

$S_A=\dfrac{15^2+32^2+11^2}{200}-5.607=6.85-5.607=1.24$

정의대비 I=ABC²(지수는 mod 3)를 이용해 각 요인에 I를 곱하면 별명을 구할 수 있다. AB²에 I를 곱하면 $AB^2\times ABC^2=A^2B^3C^2=A^2C^2$ 이고 이를 제곱해 정규화하면 AC가 되어, AB²의 별명은 AB가 아니라 AC이다. C, A, ABC에 대해 같은 방식으로 구하면 각각 AB, AB²C, AB와 별명 관계가 되어 나머지 설명은 모두 옳다.

수준이 기술적 의미를 갖지 않고 랜덤하게 선택되는 요인은 변량요인(random factor)이다. 이는 수준 자체에 의미를 두는 모수요인과 대비되는 개념이다.

반복 없는 2² 요인실험에서 표준 효과 공식은 $A=\dfrac{1}{2}(ab+a-b-(1))$, $B=\dfrac{1}{2}(ab+b-a-(1))$, $A\times B=\dfrac{1}{2}(ab+(1)-a-b)$ 이다. B의 올바른 식은 a항의 부호가 음(-a)이어야 하는데 제시된 식은 +a로 되어 있어 부호가 틀렸다.

오차항 eij의 불편성 가정은 기댓값이 0이라는 것, 즉 E(eij)=0이다. E(eij)=eij라는 표현은 확률변수의 기댓값이 그 자신과 같다는 의미로 성립하지 않는 잘못된 서술이다.

A, B가 모수이고 C가 변량인 3요인 실험에서는 A와 변량요인 C의 교호작용이 랜덤 성분이 되므로 A의 기대평균제곱에도 이 항이 포함되어야 한다. 따라서 $E(V_A)=\sigma_e^2+mr\sigma_{A\times C}^2+mnr\sigma_A^2$ 이 되며, B가 모수이므로 A×B 관련 항은 포함되지 않는다.

대비는 계수의 합이 0이 되어야 하는데, c=4y1-3y3-y4-y5의 계수 합은 4-3-1-1=-1로 0이 아니다. 나머지 선택지는 계수 합이 모두 0이 되어 대비의 조건을 만족한다.

오차제곱합은 $S_e=S_T-S_A=2.383-2.011=0.372$, 오차자유도는 l(m-1)=4×2=8, $V_e=0.372/8=0.0465$ 이다. 유의수준 0.01의 양측구간이므로 $t_{0.995}(8)=3.355$ 를 사용해 $8.92\pm3.355\sqrt{0.0465/3}\approx8.92\pm0.42$, 즉 약 8.505~9.335가 된다.

3수준계에서 가장 작은 직교배열표는 L9(3⁴)이며, L12(3⁴)라는 표는 존재하지 않으므로 이 설명이 틀리다. 2수준표로 4수준 요인을 배치하는 것, 가수준을 이용한 혼합수준 배치, 실험 규모를 늘리지 않고 많은 요인을 배치할 수 있다는 나머지 설명은 모두 옳다.

데이터 수는 $N=5+7+6=18$, 총합은 $T=1345$ 이므로 $CT=\dfrac{1345^2}{18}=100501.39$ 이다.

$S_T=\sum x^2-CT=104815-100501.39=4313.61$ 이고, $S_A=\dfrac{394^2}{5}+\dfrac{600^2}{7}+\dfrac{351^2}{6}-CT=2507.88$ 이다.

$S_e=S_T-S_A=4313.61-2507.88=1805.73\approx 1806$

2요인 실험에서 결측치가 있을 때 Yates의 추정공식은 결측치가 속한 행의 합 T'i·와 열의 합 T'·j, 전체합 T'을 이용해 $\hat{y}=\dfrac{l\,T'_{i\cdot}+m\,T'_{\cdot j}-T'}{(l-1)(m-1)}$ 로 구한다.

교호작용이 유의한 경우 최적조합은 개별 셀(처리조합) 평균으로 판단하므로 유효반복수는 이나의 조화식이 아니라 해당 셀의 실제 반복수를 그대로 사용한다. 반복이 2회이므로 유효반복수는 2이다.

2×2 라틴방격은 두 개의 기호를 각 행·열에 한 번씩 배치하는 방법으로, 가능한 배열은 AB/BA와 BA/AB 두 가지뿐이다.

분할법에서는 오차가 작아 정밀도가 더 높은 이차단위에 정도 좋게 추정하고 싶은 요인을 배치해야 한다. A, B 중 정밀하게 추정하고 싶은 요인을 일차단위에 배치한다는 설명은 반대로 서술된 것이므로 틀리다.

난괴법에서 결측치가 있으면 자료의 균형이 깨져 분산분석이 복잡해지고 보정 공식을 사용해야 하므로, 결측치가 있어도 해석이 쉽다는 설명은 틀리다. 반복 없는 2요인 실험과 분석과정이 동일하다는 것, 처리요인과 블록요인으로 구성된다는 것, 주어진 데이터 구조식 설명은 모두 옳다.

망대특성의 SN비는 $SN=-10\log_{10}\left(\dfrac{1}{n}\sum\dfrac{1}{y_i^2}\right)$ 로 구한다. 30,40,38,49를 대입하면 $\dfrac{1}{4}\left(\dfrac{1}{30^2}+\dfrac{1}{40^2}+\dfrac{1}{38^2}+\dfrac{1}{49^2}\right)\approx7.11\times10^{-4}$ 이고, $-10\log_{10}(7.11\times10^{-4})\approx31.48$ dB이다.

$\bar{x}=4$, $\bar{y}=7$ 이므로 $S_{xx}=10$, $S_{yy}=20$, $S_{xy}=13$ 이다.

회귀직선의 기여율은 결정계수이므로 $r^2=\dfrac{S_{xy}^2}{S_{xx}S_{yy}}=\dfrac{13^2}{10\times 20}=\dfrac{169}{200}=0.845$ 이다.

E는 5열에 배치되어 기본표시가 $ac$ 이다. 기본표시의 곱에서 같은 문자가 짝수 번 나오면 소거되므로, 곱이 $ac$ 가 되는 효과들이 같은 열에 겹쳐 E와 교락된다.

$A\times D=a\cdot c=ac$, $B\times C\times D=b\cdot ab\cdot c=ac$, $A\times B\times C\times E=a\cdot b\cdot ab\cdot ac=ac$ 이므로 ABCE, AD, BCD가 E와 교락되어 있다.

지분실험법에서는 상위요인 A의 수준에 따라 하위요인 B의 수준 구성이 달라지므로, A1에 속한 B1과 A2에 속한 B1은 서로 다른 별개의 수준으로 취급된다. 난괴법·교락법·라틴방격법에서는 각 수준이 요인 전체에 공통으로 적용되는 동일한 수준이다.

교락법은 실험에서 중요도가 낮은 고차의 교호작용을 블록과 교락시켜, 상대적으로 중요한 주효과와 저차 교호작용의 정밀도를 확보하는 기법이다.

우연원인은 피할 수 없고 현재 기술수준으로 규명·제거가 어려운 원인으로, 점의 움직임이 임의적으로 나타난다. 작업자의 부주의나 설비 이상으로 나타나는 원인은 규명·제거가 가능한 이상원인에 해당하므로 우연원인의 특징이 아니다.

비율 추정 시 최소 표본크기는 $n=\left(\dfrac{z_{0.975}}{e}\right)^2p(1-p)$ 로 구하며, p를 알 수 없을 때 최댓값 p=0.5를 사용한다. $n=\left(\dfrac{1.96}{0.05}\right)^2\times0.25\approx384.16$ 이므로 이를 올림하면 385명이 된다.

KS Q ISO 2859-1의 전환점수 규칙에서 다회(2회 이상) 샘플링검사는 로트가 3차 샘플까지의 결과로 합격 처리될 때 전환점수에 3점을 더하는 것이 원칙이며, 2회 샘플링의 1차 샘플 합격만으로 2점을 더한다는 규칙은 존재하지 않는다. 나머지 다회 샘플링(3점), Ac≤1(2점), Ac≥2에서 한 단계 엄격한 조건 합격 시(3점) 규칙 설명은 모두 옳다.

지그재그 샘플링은 계통 샘플링에서 일정 간격으로 추출할 때 주기성으로 인해 발생할 수 있는 치우침을 방지하기 위해 채취 위치를 지그재그로 변경하는 방법이다.

월평균 발생건수는 44/6≈7.33건이며, 정규근사에 의한 95% 신뢰구간은 $\bar{c}\pm1.96\sqrt{\bar{c}/n}=7.33\pm1.96\sqrt{7.33/6}\approx7.33\pm2.17$ 로 약 5.2~9.5가 된다.

표본부적합품률은 $\hat{p}=8/167\approx0.0479$ 이며, 단측 95% 위쪽 신뢰한계는 정규근사로 $\hat{p}+1.645\sqrt{\hat{p}(1-\hat{p})/167}\approx0.0479+0.0272\approx0.075$ 이다.

n=45에서 $A=-2.1+0.2\times45=6.9$, $R=1.7+0.2\times45=10.7$ 이며, 45번째까지 누적 부적합품수는 7개(6,15,20,25,30,35,40번째)이다. 중지값에서의 합부판정 기준 $(A+R)/2=8.8$ 보다 누적 부적합품수 7이 작으므로 로트를 합격시킨다.

공정표준편차는 $\hat{\sigma}=\overline{R}/d_2=1.59/2.326\approx0.684$ 이고 군내분산은 $\sigma_w^2=\hat{\sigma}^2\approx0.467$ 이다. $\sigma_{\overline{x}}^2=\sigma_b^2+\sigma_w^2/n$ 관계에서 $\sigma_b^2=0.274-0.467/5\approx0.181$ 이다.

등분산일 때 두 모평균 차 검정의 통계량은 합동분산 $S_p^2=\dfrac{\nu_As_A^2+\nu_Bs_B^2}{\nu_A+\nu_B}$ 을 이용해 $t_0=\dfrac{\bar{x}_A-\bar{x}_B}{\sqrt{S_p^2\left(\frac{1}{n_A}+\frac{1}{n_B}\right)}}$ 로 계산한다. 제시된 식은 표본크기 항 $(1/n_A+1/n_B)$ 이 빠져 있어 틀린 공식이다.

2개국 3종목의 분할표이므로 자유도는 (행수-1)×(열수-1)=(2-1)(3-1)=2이며, 문제에 제시된 χ0.95²(2)=5.991도 이를 뒷받침한다. 따라서 자유도가 4라는 설명이 틀리다.

망소특성(작을수록 좋음)의 계량 규준형 1회 샘플링검사에서 로트 평균치 m에 대한 표준화 좌표는 $K_{L(m)}=\dfrac{m-\overline{X}_U}{\sigma/\sqrt{n}}$ 으로 정의된다. m이 상한 합격판정치보다 커질수록 합격확률이 낮아지는 구조를 반영한 식이다.

상관계수 공식은 분자와 분모의 척도가 일치해야 하는데, $r_{xy}=\dfrac{\sum(x_i-\bar{x})(y_i-\bar{y})}{\sqrt{V_xV_y}}$ 는 분자가 (n-1)배 되지 않은 편차곱합인 반면 분모는 (n-1)로 나눈 분산을 사용해 척도가 어긋난다. 다른 선택지들은 Sxy/√(SxxSyy) 또는 Vxy/√(VxVy) 형태로 척도가 일관되어 옳다.

X1, X2가 독립이므로 Y=3X1-2X2의 평균은 $3\times5-2\times25=-35$ 이고, 분산은 $3^2\times8^2+2^2\times4^2=576+64=640$ 이다. 따라서 Y~N(-35, (√640)²)이다.

검정통계량은 $u_0=\dfrac{2.72-2.8}{0.20/\sqrt{25}}=\dfrac{-0.08}{0.04}=-2.0$ 이다. 평균이 작아졌는지를 보는 단측검정이므로 유의수준 5%에서 기각역은 R={u<-1.645}이다.

N, n이 고정된 상태에서 합격판정개수 c를 늘리면 로트가 합격되기 쉬워진다. 좋은 로트가 불합격될 확률(생산자위험)은 감소하고, 나쁜 로트가 합격될 확률(소비자위험)은 증가한다.

규격은 149~151mm이고 공정은 평균 150.5, 표준편차 0.5인 정규분포이므로 $Z_U=(151-150.5)/0.5=1.0$, $Z_L=(149-150.5)/0.5=-3.0$ 이다. 부적합품률은 $P(Z>1.0)+P(Z<-3.0)\approx0.1587+0.0014\approx0.1600$ 이다.

3σ법 X̄ 관리도에서 정규분포를 가정할 때 관리한계를 벗어날 확률(제1종 오류)은 약 0.27%(0.0027)이다.

샘플링검사는 결과가 실시자 개인에 따라 달라지지 않고 객관적이어야 하므로, 실시자에 따라 차이가 있어야 한다는 설명은 오히려 바람직하지 않은 조건이다. 실시·관리의 용이성, 경제성, 변화 대응성은 모두 올바른 선택조건이다.

L-S 관리도의 중심선은 최대치 평균과 최소치 평균의 산술평균으로 구하므로 $C_L=\dfrac{\overline{L}+\overline{S}}{2}=\dfrac{24.52+23.63}{2}\approx24.08$ 이다.

$n=200$ 으로 일정하고 부적합품수 합이 $14+13+20+13+20=80$ 이므로 $n\bar{p}=\dfrac{80}{5}=16$, $\bar{p}=\dfrac{80}{1000}=0.08$ 이다.

np관리도의 관리한계는 $n\bar{p}\pm 3\sqrt{n\bar{p}(1-\bar{p})}=16\pm 3\sqrt{16\times 0.92}=16\pm 11.51$ 이다.

조업도(매출량·생산량) 변화에 따른 수익과 비용의 관계를 분석하는 기법은 손익분기분석이다.

총괄생산계획은 고용·해고, 협력업체 활용, 재고수준 조정 등 단기적으로 조정 가능한 수단으로 수요변동에 대응한다. 생산설비 증설은 장기적 투자 의사결정에 해당하여 총괄생산계획의 대안과는 거리가 멀다.

외부전문위탁개발 방식은 외부 전문인력을 활용해 개발비용은 낮출 수 있으나 시스템 확장·변경이 어렵고 유지비용이 높아지는 것이 일반적 특징이다. 자사 여건을 최대한 반영한 설계는 오히려 자체(내부)개발 방식의 특징이므로 이 설명이 틀리다.

본사가 아닌 공장 단위로 분산 구매하면 현지 사정에 맞춰 신속하게 조달할 수 있어 긴급 수요에 대응하기 쉽다. 반면 대량구매나 종합구매의 이점, 통합적인 시장·거래처 조사는 집중(본사) 구매 방식이 더 유리하다.

MRP 시스템의 핵심 입력요소는 자재명세서(BOM), 주생산일정계획(MPS), 재고기록파일이다. 공수계획은 능력소요계획(CRP) 등과 관련된 요소로 MRP의 직접적인 필수 입력요소가 아니다.

생산관리의 기본기능은 일반적으로 설계기능, 계획기능, 통제기능의 3가지로 구분된다. 실행기능은 계획과 통제 과정에 포함되는 개념으로 별도의 독립된 기본기능으로 분류되지 않는다.

P-Q 곡선에서 생산량(P)이 많고 제품 종류(Q)가 적은 영역(A)은 표준화된 소품종 대량생산에 해당하므로 흐름 생산에 적합한 제품별 배치가 적절하다.

이 문항은 실제 시험에서 전항정답으로 처리된 문항입니다. 출제 오류로 판단되어 어느 선택지를 골라도 정답으로 인정되었습니다. 여기서는 채점을 위해 한 선택지만 정답으로 두었으니, 다른 것을 고르셨더라도 틀린 판단이 아닙니다.

단순지수평활법은 $F_{t+1}=\alpha D_t+(1-\alpha)F_t$ 로 예측치를 갱신한다. 1월 예측치 386에서 $\alpha=0.3$ 으로 매월 순차 갱신하면 10월 예측치는 387.85가 된다.

따라서 $F_{11}=0.3\times 396+0.7\times 387.85\fallingdotseq 390.29$ 이다.

고장을 예방하거나 조기에 조치하기 위해 급유, 청소, 조정, 부품교환 등을 수행하는 활동은 일상보전이다.

생산자원을 누가, 언제, 어디서, 무엇을, 얼마나 사용할지를 주·일·시간 단위로 구체화하는 작업계획은 일정계획이다.

8시간 근무(480분) 중 일반여유시간이 100분이면 정미시간은 480-100=380분이다. 외경법 여유율은 여유시간을 정미시간으로 나눈 값이므로 $100/380\approx26.3\%$ 이다.

채찍효과의 내부원인은 설계변경, 정보오류, 서비스·제품 판매촉진 등 기업 내부에서 비롯되는 요인이고, 주문수량변경은 외부 수요 변동에서 기인하는 외부원인이다. 따라서 내부원인에 해당되지 않는 것은 주문수량변경이다.

저장공간을 두 칸으로 나누어 윗칸의 운전재고가 소진되면 재주문점에 도달했음을 시각적으로 알 수 있게 하는 방법은 더블빈(double-bin)법이다.

존슨법은 모든 공정시간 중 최소값을 찾아 그것이 공정 1이면 앞쪽부터, 공정 2이면 뒤쪽부터 배치하는 것을 반복한다.

최소값인 D의 공정 2 시간 1일이 맨 뒤로, 다음 최소인 A의 공정 1 시간 5일이 맨 앞으로, 이어서 C의 공정 1 시간 6일이 두 번째로 가고 남은 B가 세 번째가 된다.

따라서 순서는 A → C → B → D 이며, 이때 공정 2의 최종 완료시간은 29일로 가장 짧다.

설계속도(기준속도) 대비 실제속도가 낮아 발생하는 손실은 속도저하손실이다.

최적 제품조합은 한정된 생산자원 하에서 총 이익을 최대화하는 제품들의 구성비를 결정하는 것을 의미한다.

실질 가동시간은 8시간(480분)에서 휴식 40분을 뺀 440분이며, 컨베이어 정지율 4%를 반영한 실가동시간은 440×0.96=422.4분이다. 부적합품률 5%를 고려해 필요한 총생산수량은 1000/0.95≈1052.6개이므로 피치타임은 422.4/1052.6≈0.40분이다.

PTS법은 미리 정해진 기본동작별 시간표준을 조합해 시간을 산출하는 기법으로, 이를 올바르게 적용하려면 도입 초기 전문가의 지도와 훈련이 필요하다. 따라서 전문가 자문이 필요 없다는 설명은 PTS법의 장점이 아니다.

JIT의 5S는 정리(seiri), 정돈(seiton), 청소(seisou), 청결(seiketsu), 습관화(shitsuke)로 구성되며, 단순화(simplification)는 이에 포함되지 않는다.

PTS법은 동작을 기본요소동작으로 분해해 시간표준을 만드는 과정에서 오히려 작업방법을 개선할 기회가 시간연구법보다 더 많다. 따라서 개선 기회가 적다는 설명이 틀리다. 수행도평가가 필요 없다는 것, 전문 교육이 필요하다는 것, 기본요소동작으로 구성된다는 설명은 모두 옳다.

고장률 함수와 고장확률밀도함수 사이에는 λ(t)=f(t)/R(t) 관계가 성립하고 R(t)≤1이므로 항상 λ(t)≥f(t)이다. 따라서 고장확률밀도함수가 고장률 함수보다 크거나 같다는 설명은 관계가 반대로 서술되어 틀리다.

고장률이 구간마다 다르므로 누적고장률을 구간별로 합산한다. $R(t)=e^{-\int_0^{t}\lambda(t)dt}$ 이다.

0~300시간은 $5\times 10^{-5}$, 300~400시간은 $3\times 10^{-5}$ 이므로

$R(400)=e^{-(5\times 10^{-5}\times 300+3\times 10^{-5}\times 100)}=e^{-0.018}=0.9822$

가용도는 $A=\dfrac{\mu}{\lambda+\mu}=\dfrac{0.5}{0.09+0.5}=\dfrac{0.5}{0.59}\approx0.847$, 즉 약 84.7%이다.

6개 중 5개 이상 작동해야 하므로 신뢰도는 ${}_6C_5(0.95)^5(0.05)+{}_6C_6(0.95)^6$ 으로 계산한다. $6\times0.7738\times0.05+0.7351\approx0.2321+0.7351\approx0.9672$ 이다.

신뢰성 시험은 목적에 따라 결정시험, 인증시험, 비교시험 등으로 구분되며, 현장시험은 실시 장소에 따른 분류에 해당하므로 목적별 분류에 속하지 않는다.

30일간 시험 중 5대가 고장(16,27,14,12,18일)하고 나머지 5대는 30일까지 생존(중도절단)했으므로 총가동시간은 $(16+27+14+12+18)+5\times30=87+150=237$ 시간이다. 평균수명은 $237/5=47.4$ 일이다.

수명자료가 정규분포를 따르면 고장률 함수 λ(t)는 시간이 지날수록 커지는 증가함수 형태를 갖는다.

교체 없이 n개를 시험해 r개의 고장이 나올 때까지 시험하는 정수중단시험에서, 지수분포를 따르는 MTBF의 신뢰구간 계산에 쓰이는 자유도는 2r이다.

시스템의 전체 고장률이 시간에 관계없이 일정한 경우에 적용되는 고장분포는 지수분포이다.

진동이라는 외적 스트레스(고장원인)가 피로라는 물리적 진행과정(고장 메커니즘)을 거쳐 파괴(고장모드)라는 결과로 나타난 것이다.

구성요소의 신뢰도가 증가하면 시스템이 고장 날 확률은 낮아지므로, 고장나무 분석에서 정상사상 발생확률도 낮아져야 한다. 따라서 요소 신뢰도가 증가하면 정상사상 발생확률이 높아진다는 설명은 반대로 서술되어 틀리다.

평균수리시간은 고장건수를 가중치로 한 가중평균이다. $MTTR=\dfrac{5\times 3+2\times 6+6\times 3+3\times 2+4\times 5}{5+2+6+3+4}=\dfrac{71}{20}=3.55$ 시간이다.

수리시간이 지수분포를 따르므로 평균수리율은 그 역수인 $\mu=\dfrac{1}{3.55}=0.2817$ 이다.

지수분포 확률지에서는 누적고장률(또는 불신뢰도)을 세로축, 고장시간을 가로축에 타점해 원점을 지나는 직선이면 지수분포로 판정하고 그 기울기가 평균고장률이 된다. 누적고장률을 t시간까지의 고장횟수의 역수로 추정한다는 설명은 올바른 산출방식이 아니므로 틀리다.

와이블분포에서 F(η)=1-e⁻¹≈63.2%가 되는 시간 η는 형상모수 m의 값과 관계없이 일정하게 정의되는 특성수명이다.

가속관계식에서 $T=T_A\times\left(\dfrac{V_A}{V}\right)^3=1000\times\left(\dfrac{200}{100}\right)^3=1000\times8=8000$ 시간이다.

엔진, 동력전달, 브레이크, 운전자 등 모든 하위 시스템이 정상 작동해야 안전 주행이 가능하므로 이는 직렬 모형에 해당한다.

시점 t에서의 순간적인 고장 발생 정도를 나타내는 신뢰성 척도는 고장률 함수 λ(t)이다.

신뢰성 샘플링검사에서 소비자가 허용할 수 있는 최대 고장률 척도인 λ1은 LTFR(Lot Tolerance Failure Rate)이라 부른다.

요구되는 파괴강도 50kg/cm²는 이 제품이 파괴되는 임계 부하 수준이며, 실제 부하는 평균 40, 표준편차 10인 정규분포를 따른다. 파괴될 확률은 부하가 50 이상이 될 확률이므로 $Z=(50-40)/10=1$ 에서 $Pr(z>1)$ 이다.

고장률 λ로 동일한 n개 부품이 병렬로 연결된 시스템의 평균수명은 $\dfrac{1}{\lambda}+\dfrac{1}{2\lambda}+\dfrac{1}{3\lambda}+\cdots+\dfrac{1}{n\lambda}$ 로 조화급수 형태를 이룬다.

생산·관리활동에서 일상적·정기적으로 이루어지는 계측은 설비, 자재·에너지, 작업결과나 성적에 관한 것이다. 연구·실험실의 시험연구용 계측은 정기적인 현장 계측이라기보다 별도의 연구개발 활동에 속하므로 거리가 멀다.

Tenner가 제시한 3단계(완전한 고객 이해를 위한 적극적 마케팅)에는 시장 시험, 벤치마킹, 포커스 그룹 인터뷰와 같은 능동적 방법이 포함된다. 판매기록 분석은 기존 자료를 수동적으로 활용하는 방법으로 적극적 마케팅 기법과는 거리가 있다.

게이지 R&R(측정시스템분석)은 6시그마 DMAIC 중 측정(Measure) 단계에서 수행하는 활동이므로 개선(Improve) 단계에 포함된다는 설명이 틀리다. DMAIC 구성, 3시그마 수준이 약 2700ppm이라는 것, 백만개 중 한 자리 수 이하의 부적합품을 지향한다는 설명은 모두 옳다.

품질, 원가, 수량·납기 등 경영 기본요소별로 전사적 목표를 세우고 부문 간 횡적 제휴·협력으로 업무분담을 적정화하는 활동은 기능별관리이다.

히스토그램은 데이터의 분포 형태를 파악하고 규격과 비교해 공정능력을 확인하는 데 목적이 있다. 개선 전후의 부적합 대책 효과 확인은 관리도 등 시계열적 도구의 목적에 가까우므로 거리가 멀다.

파이겐바움이 분류한 사내(내부) 실패비용은 출하 전에 발생하는 폐기품 손실제조경비와 자재부적합 유실비용이다. 클레임 비용과 A/S 환품비용은 출하 후 발생하는 사외(외부) 실패비용에 해당한다.

PDCA에서 Action(Act)은 Check 단계의 평가 결과를 바탕으로 표준화하거나 시정·재발방지 조치를 취하는 단계이다. 리스크와 기회를 식별해 필요한 자원을 마련하는 활동은 Plan 단계에 해당하므로 이 설명은 틀리다.

설계품질을 제조단계에서 제품화하여 실제로 구현된 품질을 적합품질이라 한다.

표준의 구성요소로는 비고, 보기, 부속서 등이 포함되지만, 해설은 표준의 이해를 돕는 참고자료일 뿐 표준 본문의 일부로 간주하지 않는다.

Kirkpatrick 모형에서 예방코스트를 늘리면 부적합 발생이 줄어 평가코스트와 실패코스트가 모두 감소하는 경향을 보인다.

$C_p=\dfrac{USL-LSL}{6\sigma}=1.33$ 이므로 규격폭은 약 8σ이고, 치우침이 없다면 평균에서 규격한계까지의 거리는 그 절반인 약 4σ이다.

사내표준화는 방침을 명시한 뒤 이를 실행할 조직의 편성과 인재의 양성에서 출발한다. 이어 사내표준 작성계획을 수립하고, 표준원안을 작성해 심의와 결재를 받는다.

확정된 표준은 인쇄·배포·보관한 뒤 훈련과 실행으로 현장에 정착시키고, 실시상황을 모니터링해 레벨 업한 결과를 표준의 개정에 반영하는 순환 구조가 된다.

제조물 책임(PL)법은 결함으로 인한 손해에 대해 제조·유통·판매 관여자가 배상 책임을 지도록 하는 법으로, 이것이 곧 모든 제품의 품질을 소비자가 신뢰할 수 있게 만든다는 의미는 아니다. 따라서 이 설명이 틀리다. 제조원가 상승 가능성, 제조공정 검사 불필요, 결함 시 관여자의 배상 책임에 대한 나머지 설명은 옳다.

ISO의 정회원 자격은 한 국가에서 그 나라를 대표하는 하나의 표준화기관에만 부여되며, 한 국가에서 2개 기관까지 정회원이 될 수 있는 것은 아니므로 이 설명이 틀리다.

복잡하게 얽힌 요인들 간의 인과관계를 명확히 하여 해결책을 찾는 신QC 7가지 기법은 연관도법이다.

벤치마킹은 최우수 기업의 성과를 학습해 자원 활용과 경쟁력을 높이는 것이 목적으로, 단순히 내부 구성원 간의 경쟁만을 촉진하는 것은 벤치마킹의 실제 장점이 아니다.

끊임없는 개선은 종업원의 창의성과 다양한 접근을 필요로 하며, 반드시 표준화된 기법만을 적용해야 하는 것은 아니므로 이 설명이 틀리다.

산업표준을 지역과 범위에 따라 분류하면 사내표준, 단체표준, 국가표준, 국제표준 등으로 구분된다. 잠정표준은 지역·범위가 아니라 표준의 확정 여부(임시성)에 따른 구분이므로 이 분류에 해당하지 않는다.

세 부품이 독립적으로 직렬 연결되므로 합산 길이의 분산은 $0.25^2+0.36^2+0.49^2=0.4322$ 이고 표준편차는 약 0.657이다. 평균은 5+7+9=21이며 ±3σ 공차를 적용하면 $21\pm3\times0.657\approx21\pm1.972$ 이다.

부주의로 인한 오류는 비고의성, 무의도성, 불예측성을 특징으로 하지만, 주의만 기울이면 방지할 수 있어 불가피성(회피 불가능성)은 그 특징으로 보지 않는다.