그림의 블록 배치(블록1: (1),ab,c,abc / 블록2: a,b,ac,bc)를 부호표로 확인하면 교호작용 A×B의 부호와 일치한다(교락된 것은 A×B이지 A×B×C가 아니다). 두 블록 중 (1)을 포함한 쪽이 주블록이라는 것, 교락 설계 시 주인자를 블록과 교락시키지 않도록 해야 한다는 것, 교락된 교호작용은 단독으로 제곱합을 검출할 수 없다는 것은 모두 옳은 설명이다.

오차의 자유도는 $\nu_e = lm-1-(l-1) = 4\times3-1-3=8$이며 $S_e=S_T-S_A=2.383-2.011=0.372$, $V_e=0.372/8=0.0465$이다. 두 수준평균 차의 유의 판정 경계값(LSD)은 $t_{0.975}(8)\sqrt{\dfrac{2V_e}{m}} = 2.306\sqrt{\dfrac{2\times0.0465}{3}} \approx 0.406$이므로 이 값보다 큰 차이일 때 유의하다.

1차단위가 A,B 이원배치인 단일분할법에서 $\nu_{e(1)}=(l-1)(m-1)$, $\nu_{A\times C}=(l-1)(n-1)$, $\nu_{B\times C}=(m-1)(n-1)$은 맞는 식이다. 그러나 2차 오차는 $\nu_{e(2)}=(n-1)(l-1)(m-1)$이 되어야 하며, 전체 자유도 $lmn-1$과 맞춰보면 $l(m-1)(n-1)$은 성립하지 않는다.

A(모수, 3수준)·B(변량, 3수준), 반복 $r=2$인 2요인실험의 혼합모형에서 변량요인 B의 기대평균제곱은 교호작용항 없이 $E(V_B)=\sigma_e^2+rl\sigma_B^2=\sigma_e^2+2\times3\,\sigma_B^2=\sigma_e^2+6\sigma_B^2$이다. A×B 항이 포함된 보기들은 모수요인(A)의 기대제곱에 해당하는 형태이므로 B의 식으로는 틀리다.

실험일·실험장소·시간적 차이처럼 실험의 정도를 높이기 위해 층별 관리 목적으로 인위적으로 설정하는 반복 조건은 블록요인이라고 한다.

직교배열표에서 A(3열=ab), B(5열=ac)의 교호작용은 성분 ab×ac=bc가 되어 6열에 해당하므로, C는 A·B·A×B가 이미 차지한 3, 5, 6열을 피해 1, 2, 4, 7열 중에서 배치해야 한다.

정의대비 $I=ABC$인 $1/2$ 일부실시법에서 요인 A의 별명은 $A\times I = A\times ABC = A^2BC = BC$이므로 B×C이다.

다구찌의 사회지향적 품질 정의에서 생산성=품질+비용 중 품질(quality) 항목은 사용비용, 기능산포에 의한 손실, 폐해항목에 의한 손실 세 가지로 구성된다. 공해환경에 의한 손실은 이 품질 항목에 포함되지 않는다.

B1(오전)행의 부적합수 합은 $5+3+8=16$개, 표본수는 $3\times100=300$개이므로 $\hat p(B_1)=16/300\approx5.333\%$이다. $95\%$ 신뢰구간은 $\hat p \pm 1.96\sqrt{V_e/n} = 5.333\%\pm1.96\sqrt{0.0732/300}\approx5.333\%\pm3.06\%$로 계산되어 $(2.272\%,\ 8.395\%)$가 된다.

3수준계 선점도에서 점은 하나의 열에 대응하며 자유도는 2이고, 선은 두 점(요인) 사이의 교호작용을 나타낸다. 다만 교호작용 하나를 나타내는 선은 실제로는 자유도 2인 열 2개(합쳐서 자유도 4)를 필요로 하므로, 선의 자유도가 2라는 설명은 틀리다.

2×2형 반복 $r=4$인 교호작용의 제곱합은 $S_{A\times B}=\dfrac{(T_{11}+T_{22}-T_{12}-T_{21})^2}{4r}=\dfrac{(165+134-84-352)^2}{16}=\dfrac{(-137)^2}{16}\approx1173.063$이다.

실험에 직접 취급되는 요인은 제어요인·오차요인·블록요인·표시요인처럼 실험 조건 자체에 관계된 것이다. 반면 실험의 목적을 위해 측정하는 반응치(특성치)는 요인이 아니라 결과 변수이므로 요인으로 다루기 어렵다.

주어진 데이터로 직접 검산하면 $S_A=222,\ S_B=344,\ S_e=56$(자유도 3,2,6)이 되어 $MS_A=74,\ MS_B=172,\ MS_e=9.333$이며 $F_0$값도 표와 일치해 A,B 모두 유의하다. 망대특성 최적점 $\hat\mu(A_3B_1)=\bar x_{3\cdot}+\bar x_{\cdot1}-\bar{\bar x}=23+23-17=29$이고 신뢰구간도 $29\pm2.447\sqrt{0.5\times9.333}\approx(23.71,\,34.29)$로 맞다. 다만 분산 공식은 $\mathrm{Var}=\dfrac{l+m-1}{lm}\sigma_e^2$이어야 하는데, 보기는 이를 뒤집어 유효반복수 형태인 $\dfrac{lm}{l+m-1}\sigma_e^2$로 제시해 틀렸다.

$X_{ij}=\mu+a_i+e_{ij}$ 모형에서 오차항 $e_{ij}$는 서로 독립인 정규분포 $N(0,\sigma_e^2)$을 따른다고 가정하므로, 오차가 상호 종속적이라는 설명은 모형의 기본가정과 반대되어 틀리다.

대비는 계수의 합이 0이어야 하는데 $\bar y_1-\bar y_2+\bar y_3+\bar y_4$는 계수 합이 $1-1+1+1=2\neq0$이므로 대비가 될 수 없다. 나머지 세 식은 계수 합이 모두 0이다.

잔차는 $\sum e_i=0$, $\sum x_ie_i=0$, $\sum \hat y_ie_i=0$의 성질을 갖는다. 그러나 $\sum(y_i-\bar y)e_i^2=0$과 같은 관계는 회귀분석의 표준 성질이 아니므로 틀린 설명이다.

이 지분실험법(A 4수준, B(A) 2수준, C(AB) 2수준, 반복 2)의 기대평균제곱에서 $E(MS_A)=\sigma_e^2+r\sigma_{C(AB)}^2+rc\,\sigma_{B(A)}^2+rcb\,\sigma_A^2$이므로 $\hat\sigma_A^2=\dfrac{MS_A-MS_{B(A)}}{rcb}=\dfrac{0.63167-0.18645}{2\times2\times2}\approx0.0557$이다.

3×3 라틴방격의 서로 다른 배치 가짓수는 12가지이며, 9가지라는 설명은 틀렸다. 나머지 설명(모든 행·열에 한 번씩 나타남, 표준라틴방격의 정의, 명칭의 유래)은 모두 옳다.

3요인 모두 교호작용이 유의하지 않아 오차에 풀링된 반복 없는 실험에서, A(3),B(4),C(5)수준일 때 $\hat\mu(A_iC_k)$의 유효반복수는 $n_e=\dfrac{1}{\frac1{n_i}+\frac1{n_k}-\frac1N}=\dfrac{1}{\frac1{20}+\frac1{12}-\frac1{60}}=\dfrac{60}{7}\approx8.57$이다.

난괴법은 A(모수)·B(변량) 2요인이며 반복 없이 B를 블록으로 사용하는 배치법이고, B의 모평균 추정은 의미가 없으며 실험일·장소처럼 선택하면 블록요인이 된다. 이를 집단요인이라 부르는 것은 틀린 설명이며, 오차자유도가 1요인실험 쪽이 $r-1$만큼 크다는 설명은 맞다.

KS Q ISO 2859-1:2014의 AQL 지표형 샘플링검사는 다회 샘플링 형식으로 5회를 적용한다. 조건부 합격제도나 R10 등비수치표, 전환점수제도를 통한 보통→까다로운 검사 전환은 이 표준의 실제 운용 방식과 맞지 않는다.

샘플링검사는 실시와 관리가 쉽고 목적에 맞으며 경제적이고 공정 변화에 맞춰 조정할 수 있어야 한다. 샘플링을 실시하는 사람에 따라 결과가 달라지는 것은 오히려 피해야 할 조건이므로 선택조건으로 틀리다.

이 설계는 로트 평균값이 낮으면 불합격, 높으면 합격시키는 계량 규준형 1회 샘플링검사로 로트의 평균값을 보증하는 방식이며, 420 이하 로트가 잘못 합격할 위험(소비자위험 10%)과 450 이상 로트가 잘못 불합격할 위험(생산자위험 5%)을 함께 관리한다. 이 경우 큰 값일수록 좋은 특성이므로 시료 크기와 함께 구해야 하는 것은 하한합격판정값이지 상한합격판정값이 아니다.

계량형(측정값 기반) 축차 샘플링검사 방식의 표준번호는 KS Q ISO 8423이다. KS Q ISO 8422는 계수형(부적합품수 기반) 축차 샘플링검사 방식의 표준번호로 서로 구분된다.

평균이 작아졌는지를 검정하는 한쪽꼬리검정이므로 기각역은 $R=\{u<-1.645\}$이다. 검정통계량은 $u_0=\dfrac{\bar x-\mu}{\sigma/\sqrt n}=\dfrac{2.72-2.8}{0.2/\sqrt{25}}=-2.0$이다.

두 사상 A, B가 독립이기 위한 조건은 $P(A\cap B)=P(A)\cdot P(B)$이다.

망대특성에서 OC곡선은 로트 평균값 $m$이 클수록 합격확률이 높아지는 $m$의 증가함수이다. 이 방식은 로트의 평균치를 보증하는 것이므로 X축이 부적합품률이거나 Y축이 평균치인 것은 아니며, AOQL은 부적합품률 보증형에서 쓰는 개념이다.

표본 70,74,76,68,74,71(n=6)의 평균은 $72.167$, 불편분산은 $8.967$이다. 95% 신뢰구간은 $72.167\pm2.571\sqrt{8.967/6}\approx72.167\pm3.143$이므로 $(69.02,\ 75.31)$이 된다.

확률 $P_i$가 가정된 값으로 주어진 적합도 검정은 위쪽꼬리검정이므로 유의수준 $\alpha$에서 기각역은 $\chi^2_{1-\alpha}(k-1)$이지, $\chi^2_{1-\alpha/2}(k-1)$이 아니다.

모상관계수 유무 검정에는 $r_0=r$, $F_0=\mathrm{MSR}/\mathrm{MSE}$, $t_0=\dfrac{r\sqrt{n-2}}{\sqrt{1-r^2}}$가 쓰인다. 결정계수는 $r^2=\dfrac{S_{xy}^2}{S_{xx}S_{yy}}$이어야 하는데 $S_{xx}$가 빠진 $\dfrac{S_{xy}^2}{S_{yy}}$는 틀린 식이다.

유의수준은 귀무가설이 옳음에도 기각하는 위험률, 즉 제1종 과오의 확률이며 신뢰율은 $1-\alpha$이다. 제2종 과오의 확률을 의미한다는 설명이 틀렸다.

과거 평균 $m=6$인 포아송분포에서 $P(X\le1)=e^{-6}(1+6)\approx0.0174<0.05$이고 $P(X\le2)\approx0.062>0.05$이므로 $\alpha=0.05$ 기각역은 $x\le1$이다. 관측값 $x=1$이 이 기각역에 들어가므로 모부적합수는 작아졌다고 할 수 있다.

$3\sigma$ 관리한계에서 $U_{CL}-CL=A_2\bar R=3\sigma_x/\sqrt n$이며, 중심선은 $(13+4)/2=8.5$, $U_{CL}-CL=4.5$이므로 $\sigma_x=4.5\times\sqrt4/3=3$이다.

포아송분포는 평균과 분산이 모두 $\lambda$로 같은 확률분포이다.

p관리도는 이항분포를 따르는 계수치 데이터에 쓰이며 부분군 크기가 같으면 np관리도가 더 편리하고, 부적합품률에는 여러 특성이 섞여 있어 계량형 관리도보다 해석이 어려울 수 있다. 다만 부분군 크기는 통상 $n=1/p$에서 $5/p$ 수준으로 잡아 기대 부적합수가 1개 이상이 되도록 해야 하며, $0.1/p\sim0.5/p$로는 너무 작아 틀린 기준이다.

$\overline R/d_2$는 군내 산포, 즉 개별치의 표준편차($\sigma_w$ 내지 전체 공정 $\sigma$)의 추정값이지 군간 산포 $\sigma_b$의 추정값이 아니므로 $\hat\sigma_b=\overline R/d_2$는 틀린 식이다. 나머지 $\sigma_{\bar x}^2=\sigma_b^2+\sigma_w^2/n$, 표본분산식, 관리상태에서 $\sigma_b^2=0$이라는 설명은 모두 옳다.

부분군 크기 n이 커지면 $\overline X$관리도의 관리한계 폭은 좁아져 검출력이 좋아지고, $\overline X-R$관리도는 중심값과 산포를 함께 관리하며 정규분포를 전제로 한 계량형 관리도이다. 다만 하루 생산량이 적어 합리적인 군으로 나눌 수 없을 때는 $\overline X-R$관리도가 아니라 개개의 측정치를 그대로 쓰는 개별치(X-Rm) 관리도를 적용한다.

화차(1차 단위)를 먼저 무작위로 일부 선택하고, 선택된 각 화차에서 다시 인크리먼트를 무작위 추출하는 방식은 2단계 샘플링에 해당한다.

관리한계를 3σ에서 2σ로 좁히면 정상 공정에서도 관리이탈로 잘못 판정할 확률(제1종 오류)이 오히려 증가한다. $\overline x$관리도의 검출력이 x관리도보다 좋다는 것, c관리도는 표본 크기가 일정해야 한다는 것, u관리도에서 표본 수가 다르면 관리한계가 요철형이 된다는 것은 모두 옳은 설명이다.

$n_1=5$ 자료의 불편분산은 $s_1^2=\dfrac{99-3^2/5}{4}=24.3$, $n_2=6$ 자료는 $s_2^2=\dfrac{41-3^2/6}{5}=7.9$이다. 분산비 검정통계량은 $F_0=s_1^2/s_2^2=24.3/7.9\approx3.08$이다.

2대의 기계를 거치는 작업의 총작업시간을 최소화하는 투입순서(존슨의 규칙)를 정하는 데 가장 중요한 정보는 각 공정·작업별 소요시간이다.

분산구매는 사업장 인근 지역사회와 우호적 관계를 맺고 지역경제에 기여할 수 있다는 장점이 있다. 반면 거래처 한정, 구매평가의 정밀화, 대량구매를 통한 가격 인하는 오히려 집중구매의 장점이다.

각 부서별로 보전담당자를 배치해 보전활동을 수행하는 조직 형태는 부문보전이다.

보관 공간을 두 칸으로 나눠 윗칸의 운전재고가 소진되면 재주문점에 도달했음을 시각적으로 파악하는 방식은 더블빈(2행랑)법이다.

표준품을 대량으로 연속 생산할 때는 특정 제품 전용으로 설계된 전용기계설비를 쓰는 것이 효율적이다.

테일러가 과학적 관리에서 표준시간 산정에 사용한 기법은 스톱워치를 이용한 시간연구(Stop Watch법)이다. PTS법과 워크샘플링법은 이후에 개발된 기법이다.

작업자 공정분석은 이동하며 작업하는 작업자의 작업위치·순서·동작을 개선하기 위한 분석으로, 창고·보전계 업무 개선이나 기계-작업자 관계 분석에도 활용된다. 제품과 부품 자체의 설계·개선을 위한 분석은 제품(부품)공정분석에 해당하므로 이 설명은 틀리다.

생산시스템의 투입(input) 단계는 가치창출을 위해 인간, 물자, 설비, 정보, 에너지 등의 자원이 필요한 단계를 의미한다.

애로공정(병목)을 합리적으로 해결하는 방법에는 라인밸런싱, 시뮬레이션, 대기행렬이론 등이 있다. 부하거리법은 설비 배치(레이아웃) 결정 기법이므로 애로공정 해결방법에는 속하지 않는다.

채찍효과의 대처방안은 변동폭 감소, 리드타임 단축, 전략적 파트너십 강화처럼 불확실성을 줄이는 방향이다. 불확실성의 증가는 채찍효과를 심화시키는 요인이지 대처방안이 아니다.

변동하는 수요에 대응해 생산율·재고수준·고용수준·하청 등을 종합적으로 최적화하는 계획은 총괄생산계획이다.

최소자승법은 예측오차의 제곱의 합을 최소화하는 방법이며, 예측오차의 단순한 합을 최소화하는 것이 아니다(단순 합은 부호가 반대인 오차끼리 상쇄되어 무의미하다).

비용구배는 $\dfrac{\text{특급비용}-\text{정상비용}}{\text{정상기간}-\text{특급기간}}=\dfrac{3000-2500}{5-3}=250$만원/일이다.

P-Q분석에서 소품종 대량생산은 제품별(라인)배치와, 다품종 소량생산은 공정별배치와 연결되는 것이 일반적이다.

제품별로 수요량·생산량·생산능력이 다를 때 최적의 제품조합을 구하는 데는 선형계획법(LP)이 적용된다.

물리적 잠재결함은 분석하거나 진단하지 않으면 알 수 없는 내부결함을 말한다. 무시하거나 인식하지 못하는 태도의 문제는 심리적 잠재결함에 해당한다.

필요 간판수는 $\dfrac{\text{수요율}\times\text{리드타임}}{\text{용기당 수량}}=\dfrac{3\times100}{30}=10$매이고, 최대재고수는 간판수×용기당수량=$10\times30=300$개이다.

위치고정형 배치는 이동이 어려운 대상(제품)을 그 자리에 고정해두고 자원이 이동하며 작업하는 방식으로, 스키장처럼 지형 자체가 고정된 대규모 서비스 자원을 중심으로 운영되는 산업에 적합하다. 휴대폰 제조는 제품별(라인) 배치, 출판업이나 금형제작업은 공정별(기능별) 배치가 일반적이다.

발주점 방식은 비교적 균일하고 연속적인(독립) 수요를 가정하는 반면, MRP는 산발적이고 불규칙한(종속) 수요에 대응하는 방식이다. 수요패턴에 대한 설명이 서로 뒤바뀌어 제시되어 틀렸다.

실가동시간은 $8\times60-100=380$분이며, 결품률 3%와 라인정지율 4%를 반영하면 유효가동시간은 $380\times0.97\times0.96\approx353.86$분이다. 피치타임은 $353.86/500\approx0.708$분이다.

2,3이 병렬로 연결된 부분의 신뢰도는 $1-(1-0.9)(1-0.9)=0.99$이고, 1과 직렬이므로 시스템 신뢰도는 $0.9\times0.99=0.891$이다.

직렬 시스템의 신뢰도는 $0.95^n\ge0.90$을 만족해야 한다. $n=2$일 때 $0.95^2=0.9025\ge0.90$이지만 $n=3$이면 $0.95^3\approx0.857<0.90$이 되므로, 목표를 만족하는 최대 부품 수는 2개이다.

강도-부하 간섭모형에서 $\dfrac{\mu_x-\mu_y}{\sqrt{\sigma_x^2+\sigma_y^2}}=3.1$이 되어야 하므로 $\sqrt{\sigma_x^2+\sigma_y^2}=25000/3.1\approx8064.5$이다. 이로부터 $\sigma_x=\sqrt{8064.5^2-4272^2}\approx6840\,\mathrm{psi}$이다.

평균수명이 $\theta$인 동일 부품 2개가 병렬결합될 때 시스템 평균수명은 $\theta(1+1/2)=1.5\theta=1.5\times4000=6000$시간이다.

지수분포는 순간고장률이 시간에 무관하게 일정한 비기억성(memoryless)을 가지므로 수리가능시스템의 가용도 분석에 가장 많이 사용된다.

정수중단시험은 미리 정한 고장개수에 도달하면 시험을 끝내는 방식이다. 시험시간과 고장개수 중 먼저 도달하는 조건에서 끝내는 것은 정시·정수 중단이 결합된 형태에 해당하므로, 정수중단시험을 이렇게 설명하는 것은 틀렸다.

KS A3004 용어 정의에서 아이템의 고장확률이나 기능열화를 줄이기 위해 미리 정한 간격이나 기준에 따라 수행하는 보전은 예방보전이다.

욕조곡선에서 사용 초기에 나타나는 고장은 시간에 따라 고장률이 감소하는 DFR(감소형 고장률)의 특성을 보인다.

스트레스 분산·경감, 안전계수 확대는 신뢰성을 높이는 설계 방법이다. 반대로 부품 수를 늘리면 직렬 요소가 늘어나는 효과로 전체 신뢰도가 낮아지므로 신뢰성 향상 방법이 아니다.

누적고장률(누적고장 비율) $H(t_0)$은 시험 종료 시점까지의 고장 개수를 전체 개수로 나눈 값으로, $H(100)=4/10=0.40$이다.

그림의 게이트는 AND 게이트이므로 정상사상의 고장확률은 각 기본사상 확률의 곱이다. $0.02\times0.1\times0.05=0.0001$이다.

단가 400원과 전체 부품에 대한 시간당 시험비 60원(설비 가동시간 기준)을 함께 고려하면, 총비용은 부품비$(400n)$+시험시간비$(60t)$이다. 각 안의 비용을 비교하면 5개를 40시간 시험할 때가 $400\times5+60\times40=4400$원으로 가장 저렴하다.

평균고장시간(MTTF)은 신뢰도함수를 전체 구간에서 적분한 값, 즉 $\mathrm{MTTF}=\displaystyle\int_0^\infty R(t)\,dt$로 구한다.

FMEA는 시스템의 분해수준을 정하고, 신뢰성 블록도를 작성한 뒤, 블록마다 고장모드를 열거하고, 그중 효과적인 고장모드를 선정한 다음, 고장등급이 높은 항목에 대해 개선을 제안하는 순서로 진행한다. 즉 ㉠-㉣-㉡-㉢-㉤ 순이다.

표본 $n$개 중 시간 $t$까지 $r$개가 고장 났다면, 그 시점까지 생존한 개수의 비율인 $R(t)=\dfrac{n-r}{n}$이 신뢰도의 추정식이 된다.

고장시간과 수리시간이 지수분포를 따르는 경우 정상상태 가용도는 $A=\dfrac{\mu}{\lambda+\mu}=\dfrac{0.1}{0.03+0.1}=\dfrac{10}{13}$이다.

가속수명시험에서 여러 스트레스 조건 간에 가속성이 성립하면(동일한 고장 메커니즘·형상모수라면) 확률용지에 그린 각 조건의 수명분포 추정선들이 서로 평행하게 나타난다.

10개 중 $t=40$시간은 다섯 번째($i=5$) 고장 순서에 해당한다. 중앙순위법으로 $F(t)=\dfrac{i-0.3}{n+0.4}=\dfrac{5-0.3}{10.4}\approx0.452$이다.

지수분포에서 $R(100)=e^{-\lambda\times100}=0.96$이므로 $\lambda=\dfrac{-\ln0.96}{100}\approx4.08\times10^{-4}/\text{시간}$이며, 지수분포는 순간고장률이 $\lambda$로 일정하다.

지수분포 확률지는 가로축이 고장시간, 세로축이 누적고장률(또는 이와 관련된 값)이며, 원점을 지나는 직선이면 지수분포로 볼 수 있고 기울기가 평균고장률이 된다. 누적고장률을 t시간까지의 고장횟수의 역수로 추정한다는 것은 근거 없는 설명으로 틀렸다.

문서관리의 근본적 목적은 올바른(최신·승인된) 문서만이 필요한 장소에서 사용되도록 하는 데 있다.

KS Q ISO 9001:2015의 품질경영 7원칙은 고객중시, 리더십, 인원의 적극참여, 프로세스 접근법, 개선, 증거기반 의사결정, 관계관리이다. 품질방침 및 품질목표는 QMS 운영의 산출물이지 이 7원칙에 속하지 않는다.

계측시스템의 산포는 계측기·계측자·계측방법 등 각 요인 산포의 제곱합의 제곱근으로 구한다. $\sigma_m=\sqrt{0.8^2+0.3^2+0.4^2}=\sqrt{0.89}\approx0.94$이다.

산업표준화법의 표준화 대상은 광공업품의 시험·분석·감정·부호·단위, 생산·설계·제도 방법, 구축물의 설계·시공방법 등이다. 전기통신 역무 관련 서비스는 별도 법령의 적용을 받아 이 법의 산업표준화 대상에 포함되지 않는다.

6시그마 수준, DPMO, 부적합비용(실패비용)에 대한 설명은 옳다. 다만 제품·서비스가 제대로 작동하는지 검사·시험하는 것과 관련된 비용은 예방비용이 아니라 평가비용에 해당하므로 그 설명이 틀렸다.

국제단위계(SI)의 기본단위는 길이 m, 질량 kg, 시간 s, 물질량 mol 등이다. 보기 중 물질량의 기본단위 mol만 올바르게 짝지어져 있다.

회사정책·관리감독·작업조건 등을 불만(위생)요인으로, 성취감·인정·책임감 등을 만족(동기)요인으로 구분한 이론은 허츠버그(Herzberg)의 2요인이론이다.

부적합품 손실금액·부적합품수 등을 항목별로 분류해 크기 순으로 나열한 그림은 파레토도이다.

데밍이 강조했듯이 고객중심 품질경영은 최종소비자인 외부고객뿐 아니라 후공정 담당자와 같은 내부고객까지 포괄하는 개념이다. 고객을 외부고객으로만 한정해 규정한다는 설명은 이러한 관점과 어긋나 틀렸다.

공정 산포가 규격폭보다 충분히 작고 중심이 안정된 경우에는 현재 관리 상태를 유지하면서 검사주기를 늘리는 등 관리를 간소화할 수 있고, 관리이탈점은 원인을 규명해야 한다. 이미 산포가 충분히 작은 상태이므로 별도로 실험을 계획해 산포를 더 줄이려는 조치는 이 상황에 맞는 조치가 아니다.

$\overline R=31.8/20=1.59$이므로 $\hat\sigma=\overline R/d_2=1.59/2.326\approx0.6836$이다. $C_P=(U-L)/(6\sigma)=1$을 만족하려면 $U-L=6\times0.6836\approx4.102$이다.

6시그마 교육을 받고 현업을 수행하면서 부분적으로 개선활동팀에 참여하는 초급단계 요원은 그린벨트이다.

품질분임조의 목표는 간단명료하고 분임조 수준에 맞으며 구체적이고 달성 가능해야 한다. 지나치게 독창적이고 혁신적인 목표설정은 분임조 활동의 목표설정 기준으로 보기 어렵다.

안전에 위해가 있거나 우려가 있는 제품을 기업이 공개적으로 회수해 수리·교환·환불하는 제도는 리콜제도이다.

문제 사상의 대응요소를 행과 열로 배치하고 교점에 연관 유무·정도를 표시해 문제의 소재를 탐색하는 신QC 7가지 수법은 매트릭스도법이다.

파이겐바움의 9M에는 Men, Machines, Materials, Methods, Money, Management, Mounting product requirements, Modern information methods, Motivation이 포함된다. Monitoring은 이 9M에 속하지 않는다.

서비스 품질에서 고객의 기대는 바람직한 서비스 수준과 허용 가능한 최소한의(허용) 서비스 수준 사이의 허용차 영역으로 나타난다. 지각된 서비스가 허용서비스 수준 이하이면 고객이 이탈할 위험이 커지는 것이지 기업이 고객을 독점하게 되는 것은 아니므로 이 설명은 틀렸다.

내부환경적 측면에는 경영자의 리더십, 신제품개발 능력, 표준화 수준 등 조직 내부 역량이 해당한다. 경쟁사·경쟁공장의 동향은 조직 외부의 환경 요인이므로 내부환경적 기준과는 거리가 멀다.

P코스트(예방)는 품질계획·품질기술 코스트, A코스트(평가)는 검사·시험 관련 코스트, F코스트(실패)는 A/S 수리·부적합대책 코스트로 분류된다. 품질교육 코스트는 A코스트가 아니라 P코스트(예방)에 해당하므로 그 연결이 틀렸다.

사내표준은 문서화되어 있어야 하고 누구나 활용할 수 있어야 하며 경영자가 솔선하여 유지·실시를 촉진해야 한다. 다만 사내표준의 개정은 정해진 주기만 따르기보다 필요에 따라 수시로 이루어져야 하므로, 정기적으로만 개정한다는 설명은 틀렸다.