교락법은 직교배열표의 특정 열을 블록(반복)으로 지정하는 방식으로도 배치할 수 있으므로, 직교배열표를 이용할 수 없다는 설명이 틀리다. 인수분해식·합동식을 이용한 배치와 실험 전체를 블록으로 나누어 실험오차를 줄이는 것은 교락법의 특징이 맞다.

실험 전체를 몇 단계로 나누어 단계별로 랜덤화하는 실험계획법은 분할법(split-plot design)이다.

2수준계 직교배열표에서 한 열의 제곱합은 $S=\dfrac{(\text{수준 1의 합}-\text{수준 0의 합})^2}{N}$이다. A가 배치된 1열은 수준 0이 실험 1·2(데이터 4, 5), 수준 1이 실험 3·4(데이터 7, 8)이다.

따라서 $S_A=\dfrac{\{(7+8)-(4+5)\}^2}{4}=\dfrac{6^2}{4}=9$이다.

0·1 계수치이므로 $\sum x^2=\sum x=T=60$, $N=2\times 2\times 100=400$, $CT=\dfrac{60^2}{400}=9$가 되어 $S_T=60-9=51$이다. A의 수준합이 30, 30으로 같아 $S_A=0$이고, B의 수준합 35·25에서 $S_B=\dfrac{35^2+25^2}{200}-9=0.25$이다.

수준조합합 20·15·10·15로부터 $S_{A\times B}=\dfrac{20^2+15^2+10^2+15^2}{100}-9-0-0.25=0.25$이므로 $S_{e_2}=51-0-0.25-0.25=50.5$, 자유도는 $lm(r-1)=4\times 99=396$이다. 따라서 $V_{e_2}=\dfrac{50.5}{396}\approx 0.128$이다.

선형식 $\sum c_ix_i$의 제곱합은 $\dfrac{\left(\sum c_ix_i\right)^2}{\sum c_i^2}$로 표현한다.

고차의 교호작용 효과를 희생시켜 실험 횟수를 적게 하도록 고안된 실험계획법은 일부실시법이다.

B의 기본표시 $ab$와 D의 기본표시 $ab^2c$의 교호작용은 두 기본표시의 곱과 한쪽을 제곱한 곱, 두 가지로 나타난다. $ab\times ab^2c=a^2b^3c=a^2c$를 표준형으로 정리(제곱)하면 $ac^2$이고, $ab\times(ab^2c)^2=ab\times a^2b^4c^2=a^3b^2c^2=b^2c^2$를 표준형으로 정리하면 $bc$이다. 따라서 B×D는 $ac^2$과 $bc$ 두 열에 나타나 계산이 정답과 일치한다.

오차분산은 $V_e=\dfrac{S_T-S_A}{n-\ell}=\dfrac{2.383-2.011}{8}=0.0465$이다. 표준오차는 $\sqrt{2V_e/r}=\sqrt{2\times0.0465/3}\approx0.176$이고, 평균치 차는 $8.360-9.70=-1.34$이다. 99% 구간추정은 $t_{0.995}(8)=3.355$를 이용해 $-1.34\pm3.355\times0.176\approx-1.34\pm0.591$, 즉 약 -1.931~-0.749가 되어 계산이 정답과 일치한다.

라인 외(off-line) 품질관리는 설계 단계의 품질설계, 파라미터 설계, 허용차 설계 등을 포함한다. 샘플링 검사는 제조 공정 중(라인 내)에 이루어지는 활동이므로 라인 외 품질관리에 해당하지 않는다.

회귀계수는 $b_1=S_{xy}/S_{xx}=14/10=1.4$이고 $b_0=\overline{y}-b_1\overline{x}=6.4-1.4\times4=0.8$이므로 회귀식은 $\hat{y}=0.8+1.4x$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

반복 없는 $2^3$ 요인배치법은 모든 주효과와 2요인·3요인 교호작용을 포함하는 완전모형 $x_{ijk}=\mu+a_i+b_j+c_k+(ab)_{ij}+(ac)_{ik}+(bc)_{jk}+e_{ijk}$로 나타낸다.

1요인 실험의 오차 자유도는 $\nu_e=N-l$이다. 데이터 수가 $A_1$ 5개, $A_2$ 4개, $A_3$ 3개로 $N=12$이고 수준수는 $l=3$이다.

따라서 $\nu_e=12-3=9$이다. 수준마다 반복수가 달라도 총 데이터 수에서 수준수를 빼는 계산은 같다.

자유도가 $l-1=2$, $l(m-1)=3$, $lm(r-1)=6$이므로 $l=3,\ m=2,\ r=2$이다. 지분실험법에서 $E(V_{B(A)})=\sigma_e^2+r\,\sigma_{B(A)}^2$이다.

따라서 $\hat{\sigma}_{B(A)}^2=\dfrac{V_{B(A)}-V_e}{r}=\dfrac{2.5-1.5}{2}=0.5$이다.

오차제곱합은 $S_e=184.54-(43.05+95.48+36.22)=9.79$, $V_e=\dfrac{9.79}{20}=0.4895$이다. 각 요인의 $F_0$는 A가 $\dfrac{43.05/2}{0.4895}\approx 44.0$, B가 $\approx 97.5$, C가 $\approx 37.0$으로 셋 다 $F_{0.99}(2,20)=5.85$를 크게 넘는다.

즉 C도 유의하므로 A와 B만 유의하다는 서술이 틀리다. 총 자유도 26은 $3^3=27$회의 반복없는 3요인 실험을 뜻하고, 오차 자유도 20은 3요인 교호작용의 8에 2요인 교호작용 세 개의 12가 풀링된 결과다.

$V_e=\dfrac{0.56}{6}\approx 0.0933$이므로 $F_A=\dfrac{0.74}{0.0933}\approx 7.93$, $F_B=\dfrac{1.72}{0.0933}\approx 18.4$이다.

A는 $F_{0.95}(3,6)=4.76$보다 크지만 $F_{0.99}(3,6)=9.78$보다 작아 위험률 5%에서만 유의하다. B는 $F_{0.99}(2,6)=10.9$보다도 크므로 위험률 1%로 유의하다.

반복없는 2요인 실험에서 B가 변량요인이면 $E(V_B)=\sigma_e^2+l\,\sigma_B^2$이다. 여기서 $l=4$(파장 수준수), $V_B=3.143$, $V_e=0.855$이다.

따라서 $\hat{\sigma}_B^2=\dfrac{V_B-V_e}{l}=\dfrac{3.143-0.855}{4}=\dfrac{2.288}{4}\approx 0.572$이다.

1차 단위가 1요인 실험인 단일분할법(반복 r)에서 1차단위 오차는 $\ell(r-1)$이고 2차단위 오차는 $\ell(m-1)(r-1)$이다. 옵션은 이를 $\ell(m-1)(r-1)$과 $(\ell-1)(r-1)$로 서로 뒤바꾸어 서술하였으므로 틀리다.

두 라틴방격을 겹쳤을 때 생기는 숫자쌍 9개가 모두 다르면 직교다. ㉠과 ㉣을 겹치면 (2,1), (3,2), (1,3), (1,2), (2,3), (3,1), (3,3), (1,1), (2,2)로 9쌍이 전부 달라 직교이므로, 이 둘이 직교가 아니라는 서술이 틀리다.

반면 ㉠과 ㉢은 (2,1), (3,3), (1,2) 세 쌍만 세 번씩 반복되어 직교가 아니고, ㉠·㉡과 ㉡·㉢은 각각 9쌍이 모두 달라 직교다.

모수모형(고정효과모형)의 조건은 $a_1+a_2+\cdots+a_\ell=0$(효과의 합이 0)이지 개별 효과의 기댓값이 $E(a_i)=0$인 것은 아니다. $a_i$는 고정된 상수이므로 이 조건 표현 자체가 틀리다.

혼합모형에서는 모수요인 첨자 방향으로만 합이 0이 된다. A가 모수이므로 $\sum_{i=1}^{l}a_i=0$이고, 교호작용도 모수 첨자 방향으로 $\sum_{i=1}^{l}(ab)_{ij}=0$, 변량 첨자 방향으로는 $\sum_{j=1}^{m}(ab)_{ij}\neq 0$이다.

B는 변량요인이라 $b_j\sim N(0,\ \sigma_B^2)$인 확률변수이므로 $\sum_{j=1}^{m}b_j=0$이라는 조건은 성립하지 않는다.

두 모분산이 같다고 보므로 합동분산은 $V=\dfrac{(n_1-1)V_1+(n_2-1)V_2}{n_1+n_2-2}=\dfrac{9\times 82.0+9\times 79.0}{18}=80.5$이다.

검정통계량은 $t_0=\dfrac{\bar{x}_1-\bar{x}_2}{\sqrt{V\left(\dfrac{1}{n_1}+\dfrac{1}{n_2}\right)}}=\dfrac{10.0-8.0}{\sqrt{80.5\times 0.2}}=\dfrac{2}{4.012}\approx 0.498$이다.

관리한계 폭은 $UCL-LCL=2\times3\sigma/\sqrt{n}=6\sigma/\sqrt{n}$이므로 $\sigma=\sqrt{n}\times(UCL-LCL)/6=2\times(52.9-47.74)/6=2\times5.16/6\approx1.72$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

OC곡선은 공정 상태(정상 또는 이상)에 따라 관리한계 내에 타점될 확률을 나타낸다. 공정이 관리상태일 때 OC곡선 값은 관리상태를 유지한다고 옳게 판정할 확률($1-\alpha$)을 나타내는 것이지, 제1종 오류 $\alpha$ 그 자체를 나타내는 것이 아니므로 이 설명이 틀리다.

로트 크기 N이 시료 크기 n의 10배 이상으로 충분히 크면 초기하분포가 이항분포로 근사되어 OC곡선은 거의 변하지 않는다. 큰 변화가 있다는 설명이 틀리다.

관리도는 공정해석, 공정관리, 공정이상 유무 판단에 사용되며, 표본 크기의 결정은 관리도의 사용목적이 아니다.

KS Q ISO 2859-3 스킵로트 샘플링검사에서 최초 검사빈도가 1/3로 결정된 경우, 자격인정에 필요한 로트 개수는 검사빈도가 낮아질수록 더 많은 로트 수를 요구하는 기준표에 따라 12개 내지 14개이다.

모집단을 여러 층으로 나누고 그중 일부 층을 랜덤으로 뽑아 그 층에 속한 제품 전부를 조사하는 샘플링 방법은 집락샘플링(cluster sampling)이다.

표본에서 얻은 통계량을 이용해 추정하고자 하는 대상은 모집단의 모수이다.

95% 신뢰구간 $1.65\leq\sigma^2\leq6.20$에 귀무가설의 값 8이 포함되지 않으므로, 동일한 데이터·동일한 유의수준(0.05)으로 $H_0:\sigma^2=8$을 검정하면 기각한다는 결론과 일치한다.

$\overline{c}=195/25=7.8$이므로 $UCL_c=\overline{c}+3\sqrt{\overline{c}}=7.8+3\sqrt{7.8}\approx16.18$이다. $\overline{u}=\overline{c}/n=7.8/5=1.56$이므로 $UCL_u=\overline{u}+3\sqrt{\overline{u}/n}=1.56+3\sqrt{1.56/5}\approx3.24$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

라인 1은 $\bar{x}_1=1.67$, $S_1=0.961$, 라인 2는 $\bar{x}_2=1.96$, $S_2=0.684$이므로 합동분산은 $V=\dfrac{0.961+0.684}{10+10-2}\approx 0.0914$이다.

신뢰구간은 $(\bar{x}_1-\bar{x}_2)\pm t_{0.975}(18)\sqrt{V\left(\dfrac{1}{10}+\dfrac{1}{10}\right)}=-0.29\pm 2.101\times 0.1352=-0.29\pm 0.284$이므로 약 $-0.574\sim -0.006$이다.

이 문항은 확정답안에서 복수정답으로 처리된 문항입니다. 「자유도는 9-2=7이다.」와 「미국인이 영화를 좋아할 기대도수는 (200×300)/450=133.333 이다.」가 모두 정답으로 인정되었습니다. 여기서는 채점을 위해 한 선택지만 정답으로 두었으니, 다른 하나를 고르셨더라도 틀린 판단이 아닙니다.

3×3 분할표(3개국×3개 항목)의 독립성 검정 자유도는 $(3-1)(3-1)=4$로 계산해야 하는데, 문항은 이를 총 셀 수에서 단순히 2를 뺀 $9-2=7$로 잘못 계산하였으므로 틀리다.

부적합률 계량형 축차 샘플링검사(표준편차 기지, KS Q ISO 39511)에서 양쪽 규격한계 결합관리 시 상한 합격판정치는 $(U-L-g\sigma)n_{cum}-h_A\sigma$로 표현한다.

규격 3.10±0.0392mm에서 $z=\dfrac{0.0392}{0.02}=1.96$이므로, 양쪽 꼬리 확률은 각각 2.5%씩 합쳐 $P(|Z|>1.96)\approx0.05=5.0\%$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

관리도는 공정해석, 공정관리, 공정이상 유무 판단에 사용되며, 표본 크기의 결정은 관리도의 사용목적이 아니다.

모부적합수의 신뢰상한만을 추정하는 식은 편측 검정이므로 $u_{1-\alpha}$를 사용해 $m=x+u_{1-\alpha}\sqrt{x}$로 나타낸다.

계량 샘플링검사는 측정한 실제 데이터를 활용하므로 같은 정보를 얻는 데 필요한 표본 크기가 계수 샘플링검사보다 작아진다.

회귀에 대한 제곱합(잔차제곱합)은 $S_{y/x}=S_{yy}-\dfrac{S_{xy}^2}{S_{xx}}=56.9-\dfrac{80.4^2}{147.6}=56.9-43.795\approx13.105$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

기대값은 $\mu=\sum xP(x)=1(0.35)+2(0.18)+3(0.08)+4(0.04)+5(0.02)+6(0.01)=1.27$이다.

$E(X^2)=1(0.35)+4(0.18)+9(0.08)+16(0.04)+25(0.02)+36(0.01)=3.29$이므로 $\sigma=\sqrt{E(X^2)-\mu^2}=\sqrt{3.29-1.27^2}=\sqrt{1.6771}\approx 1.295$이다.

재가공·폐기 처리비를 무시할 때 무검사 손실비용은 부적합품 1개당 손실비용 b에 부적합품 수(pN)를 곱한 $bpN$이다.

지수평활 모델의 평활상수 $\alpha$는 0과 1 사이의 값으로, 최근 자료와 과거 자료에 부여하는 가중치를 결정한다.

최소단위비용 방법은 단위(1개)당 비용이 최소가 되는 로트 크기로 주문하는 방법이며, 준비비용과 재고유지비용의 총비용을 최소화시키는 방법으로 서술한 것은 EOQ류의 개념과 혼동한 설명이므로 틀리다.

총괄생산계획 기법 중 경험적·발견적(heuristic) 방법은 매개변수에 의한 생산계획법(PPP)이다. 선형결정기법, 선형계획법, 수송계획법은 모두 최적화 기법이다.

고정주문량모형은 Q시스템, 고정주문주기모형은 P시스템에 해당하는데, 문항은 이를 반대로 서술하였으므로 틀리다.

낙하투입장치의 사용은 작업장 배치의 원칙에 해당하는 내용으로, 신체사용의 원칙(양손 동시 동작, 대칭적 동작 등)에는 해당하지 않는다.

도요타 생산방식은 필요한 만큼만 끌어당기는(pull) 자재흐름방식을 추구하며, 밀어내기(push)식 흐름을 추구한다는 설명은 틀리다.

워밍업이 필요한 작업에서 정상 페이스에 도달하기 전 적은 수량을 생산함으로써 생기는 초과시간을 보상하는 여유는 소 lot 여유이다.

제품이 생산되는 과정·순서를 분석하는 도표에는 흐름공정도, 작업공정도, 조립공정도가 있다. 부문상호관계표는 설비배치(SLP) 기법의 도구로 공정 순서 분석용 도표가 아니다.

비용구배는 공기를 하루 단축하는 데 드는 추가비용으로 $\dfrac{\text{특급비용}-\text{정상비용}}{\text{정상기간}-\text{특급기간}}$이다.

대입하면 $\dfrac{250000-130000}{14-10}=\dfrac{120000}{4}=30000\,\text{원}$이다.

자재 가격은 원가계산, 수요와 공급, 타사와의 경쟁관계에 따라 결정되며, 소비자의 요구에 따른 가격 결정은 자재구매 가격결정의 원리에 해당하지 않는다.

관측횟수는 $N=\left(\dfrac{t\,s}{I}\right)^2$로 구하되, 요소작업 중 $s/I$가 가장 큰 것을 기준으로 삼아야 모든 요소작업이 요구 정밀도를 만족한다. 표에서 최대값은 요소작업 3의 2.353이다.

따라서 $N=(1.833\times 2.353)^2=(4.313)^2\approx 18.6$이고, 올림하여 19번이 필요하다.

설비를 예정된 시기에 점검·급유·조정·수리하여 고장을 미연에 방지하고 성능을 유지하는 보전활동은 예방보전이다.

테일러 시스템의 경영이념은 고임금·저노무비이고 포드 시스템은 저가격·고임금이다. 표는 이 둘을 서로 바꿔 적었으므로 경영이념 항목이 틀리다.

통칭(과업관리 대 동시관리), 역점(작업자 중심 대 기계 중심), 기본정신(이익주의 대 봉사주의)은 바르게 대응되어 있다.

라인 밸런싱은 조립라인·작업배정의 균형화와 그에 따른 공정효율 도출을 뜻한다. 체계적 설비배치(SLP)는 공장 전체의 설비 배치기법으로 라인 밸런싱과는 직접 관련이 없다.

설비의 최적수리주기는 보전비, 열화손실비, 수리한계 등을 고려해 결정하며, 설비획득비용(초기 구입비)은 수리주기 결정과 직접 관련이 없다.

재화나 서비스에 대한 미래 시장수요를 추정하는 예측은 수요예측이다.

생산시스템의 투입(input) 단계는 가치창출을 위해 인간, 물자, 설비, 정보, 에너지 등이 필요한 단계이다.

표준품을 대량으로 연속 생산할 경우에는 특정 제품 전용으로 설계된 전용기계설비를 사용하는 것이 생산성과 효율 면에서 유리하다.

두 대의 기계를 거치는 작업들의 총 작업시간을 최소화하는 투입순서(존슨법칙)를 결정하는 데 가장 중요한 것은 공정별·작업별 소요시간이다.

일정계획의 주요 기능은 작업 할당, 작업우선순위 결정, 작업 독촉 등이며, 작업 설계는 방법연구(작업방법 개선) 영역에 속해 일정계획의 기능이 아니다.

여러 부품이 조합된 기기의 고장확률밀도함수는 지수분포나 와이블분포 등을 따르는 경우가 일반적이며, 정규분포를 따른다고 일반화할 수 없으므로 이 설명이 틀리다.

생산단계에서 초기고장을 걸러내기 위해 실시하는 시험은 스크리닝 시험이다.

정수중단시험(5개 고장까지 관측)의 총 가동시간은 $(216+384+492+783+1010)+15\times1010=2885+15150=18035$시간이다. 평균고장률은 $\lambda=r/18035=5/18035\approx2.77\times10^{-4}/\text{시간}$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

수리 가능한 시스템을 사용 가능한 상태로 유지시키고 고장·결함을 회복시키기 위한 제반 조치는 보전이다.

고장률 $\lambda=0.01/\text{시간}$인 부품 2개가 병렬(대기)로 연결된 시스템의 평균수명은 $\dfrac{1}{\lambda}\left(1+\dfrac{1}{2}\right)=100\times1.5=150$시간이 되어 계산이 정답과 일치한다.

지수분포 누적고장확률은 $F(t)=1-e^{-t/\theta}$이다. $\theta=200, t=100$을 대입하면 $F(100)=1-e^{-0.5}\approx1-0.6065=0.3935$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

구성품이 규정 기능을 수행하는 동안 고장 날 때까지 예비로 대기하는 리던던시 구조는 대기리던던시(standby redundancy)이다.

최우추정법은 분포의 모수를 추정하는 방법이지 분포의 적합성 자체를 검정하는 방법이 아니다. 카이제곱 검정, Kolmogorov-Smirnov 검정, Bartlett 검정은 모두 적합성·동질성 검정에 쓰인다.

정상사상이 OR 게이트이고 그 아래에 (A, B)와 (C, D)가 각각 AND 게이트로 묶여 있다. A와 B가 둘 다 고장나야 그 부분이 고장나므로 신뢰성 블록도에서 A와 B는 병렬이고, C와 D도 같은 이유로 병렬이다.

두 병렬군 중 어느 한쪽만 고장나도 정상사상이 발생하므로 두 병렬군은 서로 직렬로 이어진다.

표본 n개 중 시간 t까지 고장난 개수가 r일 때 신뢰도의 점추정치는 $(n-r)/n$이다.

고장이나 안전성의 원인분석은 제품·상황별 특성에 따라 다르게 이루어져야 하며, 상황과 무관하게 일률적으로 결정한다는 설명은 틀리다.

와이블 확률지의 가로축은 $\ln t$, 세로축은 $\ln(-\ln[1-F(t)])$이다.

지수분포를 따르는 고장시간의 평균고장시간(MTBF, MTTF) 추정치는 산술평균 $\dfrac{\sum_{i=1}^{n}t_i}{n}$이다.

고장개수 0개일 확률은 포아송분포로 $P(0)=e^{-\lambda t}=e^{-0.0001\times9000}=e^{-0.9}\approx0.4066$이므로 로트 합격확률은 약 40.66%가 되어 계산이 정답과 일치한다.

평균순위법은 $F(t_{(i)})=\dfrac{i}{n+1}$이다. 200,270,310,440시간 중 270시간은 2번째 순서이므로 $F=\dfrac{2}{5}=0.4$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

수리율이 높아지면 평균 수리시간이 짧아져 가용도는 오히려 높아진다. 수리율이 높아지면 가용도가 낮아진다는 설명이 틀리다.

평균수명 100시간인 CFR 부품 2개의 직렬결합 고장률은 $\lambda=0.01+0.01=0.02/\text{시간}$이다. $R(50)=e^{-0.02\times50}=e^{-1}\approx0.3679$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

정수중단시험의 총동작시간은 $T=\sum_{i=1}^{r}t_i+(n-r)t_r=(24+72+168+300+500)+(10-5)\times 500=3564\,\mathrm{h}$이다. 가속조건의 평균수명은 $\hat{\theta}_s=\dfrac{3564}{5}=712.8\,\mathrm{h}$이다.

가속계수가 12이므로 정상 사용조건의 평균수명은 $\hat{\theta}_n=AF\times\hat{\theta}_s=12\times 712.8=8553.6\,\mathrm{h}$이다.

간섭이론에서 안전계수는 강도의 하한 추정치를 부하의 상한 추정치로 나눈 값이므로 $m=\dfrac{\mu_Y-n_Y\sigma_Y}{\mu_X+n_X\sigma_X}$로 표현한다.

대기 중인 부품의 고장률을 0으로 가정하는 대기 시스템은 cold standby이다.

표준 제정·운용·개폐절차 등 표준화 관리 자체에 관한 사항을 규정하는 것은 별도의 관리규격이며, 기본규격은 용어·기호·단위 등 표준화의 기초가 되는 사항을 규정하는 규격이므로 문항의 정의가 틀리다.

제품기획 단계는 시장에서 파악한 고객의 요구(고객의 언어)를 기술적으로 실현 가능한 사양(기술언어)으로 변환하는 단계이지, 반대로 이를 일상용어로 변환하는 단계가 아니므로 이 설명이 틀리다.

ISO의 공식 언어는 영어와 불어이며, 서반아어(스페인어)는 공식 언어에 포함되지 않으므로 이 설명이 틀리다.

부적합 항목의 개별도수·손실금액과 누적상대도수를 막대그래프와 꺾은선그래프로 함께 나타내어 중점관리항목을 도출하는 도구는 파레토도이다.

5S는 정리, 정돈, 청소, 청결, 습관화(생활화)로 구성되며, 단순화는 5S에 해당하지 않는다.

제조물 책임법의 면책사유는 제조물 미공급 입증, 공급 당시 과학·기술 수준으로 결함 발견 불가, 법령 기준 준수로 인한 결함 발생 등이며, 제품 중 일부만 유통되었다는 사실은 면책사유로 규정되어 있지 않으므로 이 설명이 틀리다.

소정의 품질수준을 확보하지 못해 발생하는 추가 재작업 비용은 실패비용(F-cost)에 해당한다.

GB(중국), DIN(독일), JIS(일본), NF(프랑스)는 모두 국가표준이다. 다른 보기들은 ISO, MIL, ASTM, ANSI 등 국제·군사·업계 단체표준이 섞여 있어 국가표준만으로 구성된 것이 아니다.

부품이 서로 독립이면 더하든 빼든 조립품의 허용차는 각 허용차의 제곱합의 제곱근으로 합성된다.

$\sqrt{0.03^2+0.06^2+0.02^2}=\sqrt{0.0049}=0.07$이므로 조립품의 허용차는 $\pm 0.070$이다.

SERVQUAL 모형의 5가지 품질특성은 신뢰성, 확신성, 유형성, 공감성, 반응성이며, 유용성(usefulness)은 이에 해당하지 않는다.

시그마 수준은 공정능력지수에 3을 곱한 값에 대응하는 관계로 이해되어, 공정능력지수 $C_P$가 1이면 3시그마 수준에 해당한다.

카노 모형에서 충족되면 만족을 주지만 미충족되어도 불만을 일으키지 않는 품질특성은 매력적 품질특성이다.

공정능력지수는 $C_P=\dfrac{USL-LSL}{6\sigma}=\dfrac{0.10}{6\times0.02}=\dfrac{0.10}{0.12}\approx0.833$이다. $C_P<1$이므로 공정능력이 부족한 상태이다. 이 값은 규격이 ±2.5σ(0.05/0.02)에 해당함을 뜻해 ±4σ라는 설명과도 다르므로 계산이 정답과 일치한다.

사내표준은 기술과 여건 변화에 맞추어 필요시 지속적으로 개정되어야 하며, 한번 정해지면 변경 없이 계속 준수되어야 한다는 설명은 틀리다.

품질개선 의욕을 불러일으키는 작용 또는 과정을 뜻하는 용어는 품질 모티베이션이다.

편의(bias)는 측정값의 평균과 그 부품의 기준값(reference value)의 차이를 의미한다.

계통도법은 목표·방침의 전개, 부문·관리기능의 명확화, 문제해결 방책의 전개 등에 활용된다. 시스템의 중대사고 예측과 대응책 책정은 FMEA·FTA 등 신뢰성 기법의 영역이므로 계통도법의 용도가 아니다.

클레임 비용은 제품이 고객에게 인도된 후 발생하는 사외 실패비용이며, 사내 실패비용(재가공·폐기품 손실자재비·자재부적합 유실비용)에는 해당하지 않는다.

품질방침에 따른 경영전략의 전개 과정은 경영방침→경영목표→경영전략→실행방침→실행목표→실행계획→실시 순서이다.

품질의 설계기능은 품질정책의 명료화, 사내규격 체계화, 조직의 책임과 권한 명확화 등으로 실현된다. 검사·시험방법과 판정기준의 명확화 및 피드백은 품질의 적합(제조·검사)기능에 관한 조건으로, 설계기능의 실현조건과는 거리가 멀다.