자유도는 $\nu_A=4-1=3$, $\nu_B=3-1=2$, $\nu_{e_1}=3\times 2=6$이므로 $V_A=\dfrac{2.84}{3}\approx 0.9467$, $V_B=\dfrac{4.18}{2}=2.09$, $V_{e_1}=\dfrac{1.14}{6}=0.19$이다.

계수치 2요인 실험에서 요인의 검정은 1차 오차 $e_1$을 분모로 하므로 $F_A=\dfrac{0.9467}{0.19}\approx 4.983$, $F_B=\dfrac{2.09}{0.19}=11$이다.

수준조합별 합은 $A_1B_1=11$, $A_1B_2=12$, $A_2B_1=13$, $A_2B_2=10$이고 $T=46$, $CT=\dfrac{46^2}{8}=264.5$이다.

$S_{AB}=\dfrac{11^2+12^2+13^2+10^2}{2}-CT=\dfrac{534}{2}-264.5=2.50$이다. 참고로 $S_A=0$, $S_B=0.5$이므로 교호작용은 $S_{A\times B}=2.0$이 된다.

지분실험법(nested design)은 요인 A의 각 수준 아래에 요인 B의 수준이 독립적으로 배치되어 두 요인이 교차(cross)되지 않으므로, 애초에 A×B 교호작용을 정의할 수도 검출할 수도 없는 구조이다. 따라서 교호작용을 검출해 낼 수 있다는 설명이 틀리다.

수준 간격이 일정할 때 직교다항식으로 일차효과·이차효과를 분해하는 방법은 요인이 계량형(수치형)일 때 적용되는 것이지, 계수형(질적) 요인에는 적용할 수 없다. 문항은 요인 A가 계수요인이라고 전제했으므로 이 설명이 틀리다.

오차가 $N(0,\sigma_e^2)$에서 확률추출된다는 가정은 정규성, 서로 독립임(독립성), 평균이 0임(불편성)을 내포한다. 최소분산성은 오차의 분포 자체가 아니라 최소제곱추정량의 성질(가우스-마르코프 정리)에 관한 것으로 이 가정이 직접 의미하는 바가 아니다.

반복 없는 3요인실험에서 두 요인의 결합 제곱합은 $S_{AB}=S_{A\times B}+S_A+S_B$ 관계를 가지므로 $S_{A\times B}=S_{AB}-S_A-S_B=1441-1267-169=5$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

다구찌 파라미터 설계에서 파라미터란 제어 가능한 요인(controllable factor)의 수준을 의미하며, 이 수준들을 잡음(noise)에 강건한 조합으로 최적화하는 것이 파라미터 설계의 목적이다.

총제곱합은 개별 데이터의 제곱합에서 수정항을 뺀 값이며, 그레코라틴방격이라도 계산법은 같다. 16개 데이터의 합이 $T=6$이므로 $CT=\dfrac{6^2}{16}=2.25$이고, 제곱합은 $\sum x^2=480$이다.

따라서 $S_T=480-2.25=477.75\approx 477.8$이다.

$L_4(2^3)$ 직교배열표에서 3열은 1열과 2열을 이용해 만드는데, (0,1) 표시일 때는 모듈러 2 덧셈(XOR)으로, (-1,+1) 표시일 때는 단순 곱셈으로 만드는 것이지 두 연산을 함께(곱한 후 모듈러 2) 적용하는 것이 아니므로 이 설명이 틀리다.

수준이 3개이고 데이터는 5개·7개·6개로 총 18개이므로 자유도는 요인 $\nu_A = 3-1 = 2$, 오차 $\nu_e = 18-3 = 15$이다. 수정항은 $CT = \dfrac{1343^2}{18} = 100202.72$이고 $S_T = 104451 - CT = 4248.28$, $S_A = \dfrac{394^2}{5} + \dfrac{598^2}{7} + \dfrac{351^2}{6} - CT = 2464.26$, $S_e = 1784.01$이다. 따라서 $V_A = 1232.13$, $V_e = 118.93$이므로 $F_0 = \dfrac{V_A}{V_e} \approx 10.4$이다. 보기 중 자유도가 (2, 15)인 것은 하나뿐이다.

단순회귀 분산분석표에서 요인의 제곱합은 직선회귀 제곱합 $S_R$과 나머지(고차) 회귀 제곱합 $S_r$로 나뉘므로 $S_r=S_T-S_R-S_e=35.27-33.07-1.98=0.22$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

다수의 로트 중에서 3개 로트를 랜덤하게 추출하고, 각 로트 내에서도 4개씩을 랜덤하게 추출하는 구조는 로트라는 요인 자체가 모집단에서 확률적으로 뽑힌 것이므로 로트효과를 확률변수로 다루는 1요인 실험 변량모형에 해당한다.

$L_{27}(3^{13})$의 총자유도는 26이다. A,B,C,D,E 5개 요인은 3수준이므로 각 자유도 2씩 합 10, B×C 교호작용은 3수준×3수준이라 2개 열(자유도 4)을 차지하므로 사용된 자유도는 10+4=14이다. 따라서 오차항 자유도는 26-14=12가 되어 계산이 정답과 일치한다.

1차단위가 A,B의 2요인실험인 분할법에서 1차단위 오차 $v_{e1}$은 A×B와 같은 형태인 $(\ell-1)(m-1)$이고, 2차단위 오차 $v_{e2}$는 3요인 교호작용과 같은 형태인 $(\ell-1)(m-1)(n-1)$이 되어야 한다. $\ell(m-1)(n-1)$은 이 형태와 다르므로 틀린 식이다.

고차의 교호작용이 거의 존재하지 않는다는 가정 아래 그 효과를 희생시켜 실험 횟수를 줄이는 방법은 일부실시법(fractional factorial design)이다.

자유도는 제곱합을 구성한 편차의 개수에서 편차들 사이에 성립하는 선형 제약조건의 개수를 뺀 것과 같다. 1요인 실험 ANOVA의 귀무가설은 $\sigma_A^2=0$이지 $\sigma_A^2>0$이 아니며, 오차항의 4가지 특성은 정규성·독립성·불편성·등분산성이지 랜덤성이 아니다.

실험배치의 랜덤화에 제약이 있어 몇 단계로 나누어 설계하는 방법은 분할법(split-plot design)에 대한 설명이다. 난괴법은 1요인은 모수, 1요인(블록)은 변량인 반복 없는 2요인 실험으로 동일 단계 내에서 랜덤화하므로 이 설명이 틀리다.

교호작용의 부호는 해당 요인들의 수준 부호를 곱해 정한다. 블록 Ⅰ에 놓인 a, b, ac, bc는 A×B 대비 부호가 모두 (−)이고, 블록 Ⅱ에 놓인 (1), ab, c, abc는 모두 (+)여서 블록 구분이 A×B의 대비와 정확히 일치한다. A×C·B×C·A×B×C는 같은 블록 안에서 부호가 섞여 나오므로 교락되지 않는다. 따라서 블록과 교락된 교호작용은 A×B이다.

반복 없는 2요인 실험의 유효반복수는 $n_e=\dfrac{\ell m}{\ell+m-1}$이다. $\ell=5, m=6$을 대입하면 $n_e=\dfrac{30}{5+6-1}=\dfrac{30}{10}=3$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

수준수가 $\ell$인 요인의 제곱합 자유도는 $\ell-1$이므로 이를 직교분해하면 $\ell-1$개의 직교하는 대비의 제곱합을 얻을 수 있다. $\ell$개라는 설명이 틀리다.

KS Q ISO 2859-1의 분수 합격판정개수 방식은 Ac가 1/5, 1/3, 1/2 등 정수가 아닌 값으로 지정된 경우에 한해 소관권한자 승인 아래 사용되며, 로트가 연속 합격할 때마다 합격판정점수를 누적하다가 규정된 점수(30점)에 도달해야 비로소 통상 Ac=0 방식으로 전환한다. 점수가 5 이하이면 곧바로 Ac=0으로 판정한다는 설명은 이 절차와 다르므로 틀리다.

정밀도(precision)는 반복 측정으로 얻은 데이터 분포의 폭(산포)의 크기를 뜻하며, 참값과 측정값 평균의 차이는 정확도(accuracy)의 개념이다.

적어도 한쪽에 홀수가 나올 확률은 여사건을 이용해 $1-P(\text{둘 다 짝수})=1-\dfrac{1}{2}\times\dfrac{1}{2}=\dfrac{3}{4}$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

주어진 최소유의차 공식은 공통의 $\overline{R}$로 두 관리도의 산포를 대표시켜 사용하므로, 두 관리도의 분산(공정산포)이 서로 같다는 전제가 반드시 필요하다. 분산이 같지 않아도 된다는 설명이 틀리다.

검사가 행해지는 공정에 의한 분류는 수입검사, 공정검사, 출하(최종)검사이다. 순회검사는 검사가 이루어지는 장소·방법에 따른 분류이므로 여기에 속하지 않는다.

로트의 크기가 시료 크기에 비해 충분히 크다는 조건에서는 초기하분포가 이항분포로 근사되어, 시료 크기와 합격판정개수가 일정할 때 로트 크기가 변해도 OC곡선은 거의 변하지 않는다. 크게 영향을 준다는 설명이 틀리다.

계수치 축차샘플링 검사(KS Q ISO 8422)의 합격판정선 공식은 $-h_A+gn_{cum}$이다.

$\overline{X}$ 관리도는 정상이고 R관리도만 관리한계를 벗어났다면, 공정평균은 안정적이나 공정산포(변동폭)에 이상이 발생했을 가능성이 높다고 판단한다.

정규분포 $N(500,75^2)$에서 500시간까지 생존한 조건 아래 575시간 이상 생존할 조건부확률은 $P(X\geq 575)/P(X\geq 500)$으로 계산한다. $P(X\geq 575)=P(Z\geq 1)\approx0.1587$이고 $P(X\geq 500)=0.5$이므로 $0.1587/0.5\approx0.3174$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

회귀계수는 $b_1=\dfrac{S_{xy}}{S_{xx}}=\dfrac{1.043}{1.5}\approx0.695$이고 $b_0=\overline{y}-b_1\overline{x}=2.303-0.695\times1.505\approx1.257$이므로 회귀식은 $y=0.695x+1.257$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

$P(X\geq120)=0.95$가 되려면 $\dfrac{120-\mu}{1}=-1.645$이어야 하므로 $\mu=120+1.645=121.645$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

다변량 관리도는 여러 품질특성 간의 상관관계를 동시에 모니터링하는 도구로, 특히 위치변동(location shift)과 산포변동(dispersion change)을 감지하는 데 중점을 두고 설계되었습니다. 다변량 관리도에서 다루는 품질변동은 위치변동, 주기변동, 시간변동 같이 평균의 이동이나 시계열적 패턴 변화이며, 산포변동은 개별 변수의 분산 변화로서 일반적인 다변량 관리도(Hotelling T²관리도 등)의 기본 목적에 포함되지 않습니다. 산포변동은 다변량 공분산 구조 전체의 변화를 의미하는데, 이는 별도의 분산-공분산 모니터링 기법이 필요하므로 다변량 관리도의 주요 적용 대상이 아닙니다.

유의수준(제1종 오류) $\alpha$가 결정되면 그에 대응하는 임계값(예: $z_\alpha$)이 정해지므로 기각역을 결정할 수 있다. 기각역의 크기와 제2종 오류는 반비례하고, 표본 크기가 커지면 제2종 오류는 오히려 감소한다.

$\overline{x}_A=1145.7/12=95.475$, $\overline{x}_B=947.2/10=94.72$이므로 차는 0.755이다. 표준오차는 $\sqrt{0.3^2/12+0.2^2/10}=\sqrt{0.0115}\approx0.1072$이고, 95% 신뢰구간은 $0.755\pm1.96\times0.1072\approx0.755\pm0.210$으로 약 0.54~0.97이 되어 계산이 정답과 일치한다.

관리한계를 3σ에서 1.96σ로 좁히면 표준정규분포에서 $z=1.96$에 대응하는 양쪽 꼬리 확률은 5%이므로, 제1종 오류는 0.3%에서 5%로 커진다.

제곱합은 $S = \sum x_i^2 - \dfrac{(\sum x_i)^2}{n} = 518064 - \dfrac{2276^2}{10} = 46.4$이다. 모분산의 신뢰구간은 $\dfrac{S}{\chi^2_{1-\alpha/2}(\nu)} \le \sigma^2 \le \dfrac{S}{\chi^2_{\alpha/2}(\nu)}$이고 $\nu = n-1 = 9$이므로 $\dfrac{46.4}{16.92} \le \sigma^2 \le \dfrac{46.4}{3.33}$이다. 계산하면 $2.74 \le \sigma^2 \le 13.93$이다.

계량 규준형 1회 샘플링검사에서 두 점의 평균치 차는 표준화된 계수의 합으로 표현되어 $m_1-m_0=(K_{p0}+K_{p1})\sigma/\sqrt{n}$이 되어야 하는데, 문항은 이를 차($K_{p0}-K_{p1}$)로 잘못 표시하였으므로 틀리다.

$p_1=50/200=0.25$, $p_2=10/100=0.1$이므로 차는 0.15이다. 표준오차는 $\sqrt{0.25\times0.75/200+0.1\times0.9/100}\approx0.0429$이고, 90% 신뢰상한은 $0.15+1.645\times0.0429\approx0.221$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

np 관리도는 부적합품 개수를 그대로 타점하여 p 관리도보다 오히려 작업자가 직관적으로 이해하기 쉬운 것이 장점이다. 이해하기 어렵다는 설명이 틀리다.

적합도 검정에서 각 급의 기대빈도수는 가정한 분포(정규분포 등)의 모수를 이용해 계산하는 것이지, 카이제곱분포로부터 계산하는 것이 아니다. 카이제곱분포는 계산된 검정통계량의 분포로 쓰일 뿐이다.

테일러 시스템은 과업관리를 바탕으로 관리기능을 세분화한 직능식(기능식) 조직을 특징으로 한다. 포드 시스템은 이동조립법과 저가격·고임금 원칙, 차별적 성과급제가 아닌 일급제를 특징으로 한다.

MTM법의 시간치는 목적물의 중량·저항, 목적지의 상태(정밀도 요구 등)에 따라 달라지므로, 이러한 상태와 관계없이 표준시간을 알 수 있다는 설명이 틀리다.

JIT의 소로트화는 준비교체의 횟수를 오히려 늘리면서도 1회당 준비교체시간을 단축하는 것이 목적이며, 준비교체 횟수 자체를 줄이는 것이 목적이 아니므로 이 설명이 틀리다.

다중(복합)활동분석표에는 복수작업자분석표, 작업자-기계작업분석표, 복수작업자-기계작업분석표 등이 있다. 복수기계분석표는 표준 명칭이 아니며 이러한 분석은 통상 작업자-기계작업분석표의 한 형태로 다루어진다.

경제적 발주량은 $EOQ=\sqrt{\dfrac{2DS}{H}}$이다. $D=50, S=1000, H=20$을 대입하면 $EOQ=\sqrt{\dfrac{2\times50\times1000}{20}}=\sqrt{5000}\approx71$개가 되어 계산이 정답과 일치한다.

LOB(Line of Balance)는 여러 구성품으로 이루어진 제작·조립 공정에서 각 단계별 생산진도가 균형을 이루도록 통제하는 일정관리 기법이다.

설비종합효율은 시간가동률×성능가동률×양품률로 계산한다.

아웃소싱은 통상 자본부족 보강, 생산능력의 탄력적 확보, 기술부족 보강을 위해 활용되며, 경영정보 공유 자체는 아웃소싱의 주된 목적으로 보기 어렵다.

시계열분석의 승법모델은 추세(T), 순환(C), 계절(S), 불규칙(I) 변동을 모두 곱한 형태로 $Y=T\times C\times S\times I$로 표현한다.

기준일정은 가공시간, 정체시간, 여유시간 등으로 구성되며, 저장시간은 재고관리 측면의 개념으로 기준일정의 구성요소가 아니다.

평균 한계이익률은 각 제품 한계이익의 합을 총매출액으로 나눈 값이다. 한계이익은 $500 \times 0.2 + 300 \times 0.3 + 200 \times 0.3 = 250$만원이고 총매출액은 1000만원이므로 평균 한계이익률은 25%이다. 따라서 손익분기점 매출액은 $\dfrac{1300}{0.25} = 5200$만원이다.

설비의 생애비용과 열화손실을 낮추어 생산성을 높이는 활동은 생산보전, 설비보전, 예방보전이 대표적이다. 가치관리(VE/VM)는 원가절감을 위한 별개의 기법으로 설비 생애주기 관리와 직접 관련이 없다.

MRP 시스템은 독립수요 품목(완제품)의 수요예측에서 출발해 종속품목(부품·원자재)의 소요량을 산출하는 방식으로, 종속품목수요를 다루는 것이 특징이다.

학습곡선(공수체감곡선)은 성과급 결정, 구입가격 결정, 로트 크기에 따른 표준공수 조정 등에 활용되나, 작업자 안전과는 직접적 관련이 없다.

작업자 공정분석은 이동하며 작업하는 작업자의 작업위치·순서·동작 개선, 창고·보전계 업무 개선, 기계-작업자 관계 분석 등에 활용된다. 제품·부품 자체의 설계 개선을 위한 분석은 제품공정분석의 목적이므로 이 설명이 틀리다.

서비스 활동은 생산과 소비가 동시에 이루어지고 저장이 불가능한 반면, 제조 활동은 생산과 소비가 분리되어 재고로 저장할 수 있다. 문항은 이를 반대로 서술하였으므로 틀리다.

핵심역량에 집중하고 내부 기능의 일부를 외부 전문업체에 위탁하는 경영기법은 아웃소싱(Outsourcing)이다.

존슨법칙은 전체 처리시간 중 최솟값을 찾아 그것이 공정 Ⅰ이면 맨 앞, 공정 Ⅱ이면 맨 뒤에 배치하고 남은 작업에 대해 같은 절차를 반복한다. 최솟값은 C의 공정 Ⅱ 2시간이므로 C를 맨 뒤에 놓고, 남은 값 중 최솟값은 A의 공정 Ⅱ 5시간이므로 A를 그 앞에 놓는다. 남은 B가 맨 앞이 되므로 최적 작업순서는 B → A → C이다.

제품별 생산량이 적고 설계 변경이 잦은 주문생산에는 여러 제품에 유연하게 대응할 수 있는 범용기계가 유리하다.

변동하는 수요에 대응해 생산율·재고수준·고용수준·하청 등을 최적으로 결합하는 중장기 계획은 총괄생산계획(aggregate production planning)이다.

메디안 순위법의 불신뢰도는 $F=\dfrac{i-0.3}{n+0.4}$이다. $i=4, n=10$을 대입하면 $F=\dfrac{4-0.3}{10.4}=\dfrac{3.7}{10.4}\approx0.3558$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

신뢰성 계수축차 샘플링검사의 계수는 $s=\dfrac{\ln(\lambda_1/\lambda_0)}{\lambda_1-\lambda_0}=\dfrac{\ln5}{0.004}\approx402$, $h_A=\dfrac{\ln[(1-\alpha)/\beta]}{\lambda_1-\lambda_0}=\dfrac{\ln9.5}{0.004}\approx563$이다. 합격선은 $T_a=sr+h_A=402r+563$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

고장률의 정의 $\lambda(t)=f(t)/R(t)$에서 $R(t)=f(t)/\lambda(t)$가 되므로, 시점 t까지의 잔존확률(신뢰도)은 $\dfrac{f(t)}{\lambda(t)}$로 표현된다.

지수분포 누적고장확률은 $1-e^{-\lambda t}$이다. $\lambda t=5\times10^{-3}\times200=1$이므로 기대 누적고장개수는 $100\times(1-e^{-1})\approx100\times0.6321\approx63.2$, 즉 약 64개가 되어 계산이 정답과 일치한다.

고장률·수리율이 지수분포를 따를 때 가용도는 $A=\dfrac{\mu}{\lambda+\mu}=\dfrac{0.6}{0.05+0.6}=\dfrac{0.6}{0.65}\approx0.923$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

와이블 확률지의 가로축은 $\ln t$, 세로축은 $\ln[-\ln(1-F(t))]$이다. 옵션은 가로축을 t로, 세로축의 부호도 틀리게 표시하였으므로 이 설명이 틀리다.

FMEA는 대상 시스템을 어느 단위까지 쪼개 볼지 정하는 분해수준 결정에서 출발한다. 이어서 그 수준에 맞춰 신뢰성 블록도를 작성하고, 블록마다 일어날 수 있는 고장모드를 열거한 다음, 영향이 큰 고장모드를 선정한다. 마지막으로 고장등급이 높은 항목에 대해 개선제안을 낸다. 즉 분해수준 결정 → 신뢰성 블록도 작성 → 고장모드 열거 → 고장모드 선정 → 개선제안 순이다.

미리 정한 시점 $t_0$에서 시험을 종료하는 방식은 정시중단시험(time-censored test)이다.

정상사상이 OR 게이트로 연결되어 있으므로 A, B, C 중 하나라도 고장나면 시스템이 고장난다. 이때 시스템 고장확률은 $F_S = 1 - (1-0.1)(1-0.2)(1-0.3)$로 구한다. $0.9 \times 0.8 \times 0.7 = 0.504$이므로 $F_S = 1 - 0.504 = 0.496$이다.

4중 3 시스템의 신뢰도는 $R=\binom{4}{3}R^3(1-R)+R^4$이다. $R=0.9$를 대입하면 $4\times0.9^3\times0.1+0.9^4=0.2916+0.6561=0.9477$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

강도-하중의 차 $D$는 평균 $50-45=5$, 분산 $2^2+2^2=8$인 정규분포를 따른다. 파괴확률은 $P(D<0)=P\!\left(Z<\dfrac{0-5}{\sqrt{8}}\right)=P(Z<-1.77)=P(u>1.77)$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

수리시간의 합은 $0.4+0.6+1.2+1.0+0.4+0.8+0.6+1.0 = 6.0\,\mathrm{h}$이므로 실제 가동시간은 $60 - 6.0 = 54\,\mathrm{h}$이다. MTBF는 총 가동시간을 고장횟수로 나눈 값이므로 $\mathrm{MTBF} = \dfrac{54}{8} = 6.75\,\mathrm{h}$이다. 참고로 이때 MTTR은 $\dfrac{6.0}{8} = 0.75\,\mathrm{h}$이다.

우발고장은 마모·열화와 무관하게 랜덤하게 발생하므로 주기적인 예방보전으로는 그 발생을 줄이기 어렵다. 예방보전은 마모·열화로 인한 고장(마모고장기)에 효과적인 대책이다.

동일한 부품들로 구성할 때 개별 부품 단위로 중복시키는 부품중복(A)이 시스템 전체를 통째로 중복시키는 시스템중복(B)보다 일반적으로 신뢰도가 더 높다.

단일 장치의 신뢰도가 0.9일 때, 둘 중 하나만 작동하면 되는 병렬(대기) 시스템의 신뢰도는 $1-(1-R)^2=1-(1-0.9)^2=1-0.01=0.99$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

아레니우스 모델 $AF=\exp\!\left[\dfrac{\Delta H}{k}\left(\dfrac{1}{T_n}-\dfrac{1}{T_t}\right)\right]$에서 $T_t=423K$, $\ln4\approx1.386$, $\Delta H/k\approx2901$이므로 $\dfrac{1}{T_n}=\dfrac{1}{423}+\dfrac{1.386}{2901}\approx0.002842$, $T_n\approx352K\approx 79\,\text{℃}$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

시간 경과에 따라 마모·부식 등으로 시스템 기능이 점차 저하되는 고장은 열화고장이다.

와이블 분포 신뢰도는 $R(t)=\exp\!\left[-\left(\dfrac{t}{\eta}\right)^m\right]$이다. $\eta=4000, m=2, t=2000$을 대입하면 $R(2000)=\exp[-(0.5)^2]=\exp(-0.25)\approx0.7788$이 되어 계산이 정답과 일치한다.

예방보전은 결점의 사전 발견을 위한 점검·시험, 주유·청소·조정, 결점 발견 시의 사전 교환·수리를 포함한다. 고장이 발생한 뒤 즉시 교환·수리하는 것은 사후보전(BM)에 해당하므로 예방보전에 포함되지 않는다.

직렬결합 시스템의 전체 고장률은 각 부품 고장률의 합이므로 $\lambda=2.8+3.6+10.2+3.4=20/1000\text{시간}=0.02/\text{시간}$이다. 평균수명 $MTBF=1/\lambda=1/0.02=50$시간이 되어 계산이 정답과 일치한다.

사내표준화의 대상은 방법, 재료, 기계·설비 등 업무 전반에 걸치며, 특허는 지적재산권에 관한 별개의 문제로 사내표준화의 대상이 아니다.

안정성 분석에서 평균관리도가 이상이면 치우침(편의)이, 산포관리도가 이상이면 정밀도(반복성)가 변한 것으로 해석한다. 산포관리도만 관리상태를 벗어나고 평균관리도는 정상인 경우는 측정값의 흩어짐 정도가 변했다는 의미이지, 측정시스템이 더 이상 정확하게 측정할 수 없다는 전반적 판정으로 단정하는 것은 과도한 서술이라 틀리다.

부적합 예방형 모티베이션은 관리자 책임을 명확히 하고 작업자의 협조를 얻어 부적합을 탐색·예방하는 데 초점을 둔다. 우수 작업자의 기술 습득과 교육훈련은 구성원의 의욕 고취에 초점을 둔 동기 부여형 모티베이션에 해당하므로 부적합 예방형에 해당하지 않는다.

ISO의 설립 목적은 국제 표준의 조화·개발·보급과 관련 정보교환 촉진에 있으며, 국가표준이 규정하지 않는 부분을 세부적으로 보완하는 것은 ISO의 설립 목적에 해당하지 않는다.

실패비용은 손실시간에 시간당 비용을 곱하여 구한다. $(500+800)\times0.5=650$원이 되어 계산이 정답과 일치한다.

표준화의 적용구조에서 국면은 문서형식 측면, 수준은 적용범위(사내·단체·국가·국제)를 뜻하며, 표준화가 주제로 삼는 속성(기본·방법·제품·안전 등)을 구분하는 분야는 영역이다.

분임조 활동계획은 전원이 참가해 5W1H로 세밀하게 수립하고 각자 담당을 정해 추진해야 하며, 전문가에게 의뢰해 계획을 세우는 것이 가장 효과적이라는 설명은 자주적 활동이라는 분임조 취지와 맞지 않아 틀리다.

품질경영은 사전 예방적 접근을 통해 공급자와의 협력, 공정관리, 설계품질 향상 등으로 부품 품질을 확보하는 것을 지향하며, 수입검사를 강화하는 사후 검사 위주의 접근은 품질경영의 요건과 거리가 멀다.

이동범위 $\overline{R}_m=\dfrac{\Sigma R_m}{k-1}=\dfrac{0.443}{24}\approx0.01846$이고 $\hat{\sigma}=\overline{R}_m/d_2=0.01846/1.128\approx0.01636$이다. 공정능력 $6\hat{\sigma}\approx0.0982$가 되어 계산이 정답과 일치한다.

KS A 0001에서 비고와 보기가 함께 기재되는 경우 어느 하나가 우선한다는 규정은 없으며, 각각 용도가 다르므로 우선순위 개념 자체가 적절하지 않다.

품질심사의 심사주체는 기업 스스로 평가하는 1자심사, 구매자가 협력업체를 평가하는 2자심사, 제3의 인증기관이 평가하는 3자심사로 분류된다. 협력업체가 발주기업(고객사) 제품의 품질을 평가한다는 방향은 이 분류 체계에 존재하지 않는다.

애로우 다이어그램(PERT/CPM)에서는 활동의 선후관계가 순환되면 논리적 모순이 발생하므로 원칙적으로 루프(loop)를 만들 수 없다. 루프 생성이 가능하다는 것은 장점이 아니라 허용되지 않는 제약사항이다.

제조물의 결함으로 사용자가 입은 생명·신체·재산상 손해에 대해 제조자·판매자가 지는 배상책임을 제조물책임(PL, Product Liability)이라 한다. 기업의 대응은 사고가 난 뒤 방어에 치중하는 PLD(제조물책임 방어)와 사고 자체를 사전에 막는 PLP(제조물책임 예방)로 나뉘는데, 지문은 방어보다 적극적 예방을 택한다고 했으므로 PLP가 들어간다. 따라서 순서대로 PL, PLP이다.

테너(A. R. Tenner)의 고객만족 3단계에서 단계2는 고객의 목소리에 귀를 기울이는 단계로, 소비자 상담·소비자 여론 수집·판매기록 분석처럼 이미 표출된 고객 반응을 받아 모으는 활동이 여기에 속한다. 설계·계획된 조사는 기업이 능동적으로 조사를 설계해 잠재 요구까지 파악하는 활동이므로 단계3인 완전한 고객이해에 해당한다.

구멍의 치수가 축의 치수보다 작아 항상 죔새가 생기는 끼워맞춤은 억지 끼워맞춤이다.

데이터 범위를 여러 구간으로 나누어 각 구간의 출현도수를 세어 도형화한 것은 히스토그램이다.

협력업체 품질관리 기능은 발주기업의 요구품질을 만족하는 제품을 받아들이기 위한 수입검사, 발주기업의 협력업체 품질 유지·향상 활동, 협력업체 자체의 제조 품질관리활동 등을 포함한다. 협력업체가 발주기업 완제품의 품질보증을 위해 설계검사를 한다는 것은 통상 발주기업이 수행하는 활동이므로 이 설명이 틀리다.

전략의 실행(strategy implementation) 단계에서는 수립된 전략을 구체적으로 예산에 반영하는 활동이 이루어진다. 이념 확인·전략 수립·성과 평가는 각각 다른 단계에 해당한다.

평가비용은 품질수준을 확인·측정하기 위한 비용으로, 계측기 검·교정 비용이 이에 해당한다.

DMAIC의 M(Measure) 단계는 개선할 프로세스와 품질수준을 측정하고 문제를 계량적으로 규명하는 단계이다.