A는 제1열에 배치되어 있으므로 그 열의 수준별로 데이터를 묶는다. $T_{A_1}=8+12+10=30$, $T_{A_2}=10+12+15=37$, $T_{A_3}=22+18+18=58$이고 각 수준의 반복은 3, 총합은 125이다. $S_A=\dfrac{30^{2}+37^{2}+58^{2}}{3}-\dfrac{125^{2}}{9}=1877.67-1736.11=141.56$이다.

반복을 늘리면 오차항의 자유도가 커지고 검정의 정밀도가 높아져 오히려 검출력이 향상되므로, 반복이 검출력을 감소시킨다는 설명이 틀리다.

3×3 라틴방격의 오차자유도는 (3-1)(3-2)=2, 4×4 그레코라틴방격의 오차자유도는 (4-1)(4-2)=3으로 나머지 보기는 옳다.

난괴법에서 블록인자 B(변량)의 제곱평균 기대치는 $E(V_B) = \sigma_E^2 + l\sigma_B^2$이다(l은 모수인자 A의 수준수).

따라서 $\hat{\sigma}_B^2 = \dfrac{V_B - V_E}{l}$이고, A가 5수준이므로 분모는 5가 된다.

적합품 0, 부적합품 1이므로 각 수준의 합은 부적합품 수 10, 20, 8이고 반복은 각 200, 총 데이터 수는 600이다. $S_A=\dfrac{10^{2}+20^{2}+8^{2}}{200}-\dfrac{38^{2}}{600}=2.82-2.41=0.41$이다.

A×B가 오차항에 풀링되면 μ(A_iB_j)의 점추정치는 두 요인의 주변평균을 이용해 $\bar{x}_{i\cdot\cdot}+\bar{x}_{\cdot j\cdot}-\bar{\bar{x}}$로 구한다.

구간추정 시 표준오차는 풀링된 유효반복수 n_e를 사용한 $\sqrt{V_E/n_e}$로 계산한다.

오차자유도는 lm-l=20-4=16이고 $S_E=S_T-S_A=2.478-1.690=0.788$이므로 $V_E=0.788/16=0.04925$이다.

표준오차는 $\sqrt{V_E/m}=\sqrt{0.04925/5}=0.0993$이며, 신뢰구간은 $7.72 \pm 2.921\times0.0993 = 7.72\pm0.290$로 7.430~8.010이 된다.

두 개 이상의 요인효과를 블록과 뒤섞어 동일한 환경(블록) 안에서 적은 실험횟수로 배치하는 기법은 교락법이다.

지분실험법은 측정자·측정기 등의 계층구조를 두어 샘플링 및 측정의 정도(반복성·재현성)를 추정하는 데 가장 적합한 실험형태다.

대비(contrast)는 계수의 합이 0이어야 한다.

③은 계수가 4, 0, -3, 1, -1로 합이 4-3+1-1=1≠0이므로 대비가 아니다.

(1)이 들어 있는 블록2가 주블록이며, 주블록에는 교락시킨 효과와 공통 문자를 짝수 개 갖는 처리조합만 모인다. 블록2의 (1), a, bc, abc는 모두 b와 c 문자를 0개 또는 2개 포함하고, 블록1의 b, c, ac, ab는 모두 홀수 개 포함한다. 따라서 블록과 교락된 것은 B×C이다.

반복 없는 3원배치에서 $\nu_{A\times C}=(l-1)(n-1)$이다.

l=3, n=2이므로 (3-1)(2-1)=2가 된다.

총 자유도가 23이므로 $\nu_A=4-1=3$, $\nu_E=23-3=20$이다. $S_E=3654.5-1636.5=2018$, $V_A=\dfrac{1636.5}{3}=545.5$, $V_E=\dfrac{2018}{20}=100.9$이므로 $F_0=\dfrac{545.5}{100.9}=5.41$이다. $F_0$를 4.5로 본 값이 틀렸다.

1차단위가 A×B 2원배치인 단일 분할법에서는 1차 오차가 A×B, 2차 오차가 A×B×C가 된다. 따라서 $\nu_A=2$, $\nu_{e_1}=2\times2=4$, $\nu_{A\times C}=2\times2=4$, $\nu_{e_2}=2\times2\times2=8$이다. 총 자유도 $3^{3}-1=26$도 $2+2+4+2+4+4+8$로 맞으므로 2차 오차를 12로 본 것이 틀렸다.

다구치 손실함수는 $L(y)=k(y-m)^2$이며, 허용한계(Δ=20V)에서 손실이 수선비(50,000원)와 같으므로 $k=50000/20^2=125$이다.

출력전압 120V는 목표(110V)에서 10V 벗어났으므로 손실비용은 $125\times10^2=12500$원이다.

정의대비 I=ABC인 1/2 일부실시에서 abc가 포함된 블록은 a, b, c, abc 4개 처리로 구성된다.

이 안에서 C=AB 관계가 성립해 A와 B만으로 2²형 배치가 되고, A(=BC의 별명)의 주효과는 $\dfrac{1}{2}[(a+abc)-(b+c)]$로 추정된다.

A(모수, l=3수준)와 B(변량, m=4수준), 반복 r=3인 혼합모형 2원배치에서 A의 제곱평균 기대치는 $E(V_A)=\sigma_E^2+r\sigma_{A\times B}^2+mr\sigma_A^2$이다.

수치를 대입하면 r=3, mr=4×3=12가 되어 $\sigma_E^2+3\sigma_{A\times B}^2+12\sigma_A^2$이 된다.

반복 2회인 $2^{2}$ 요인실험의 교호작용 효과는 $A\times B=\dfrac{(A_1B_1+A_0B_0)-(A_1B_0+A_0B_1)}{2n}$이다. 조합별 합이 $A_0B_0=76$, $A_1B_0=192$, $A_0B_1=43$, $A_1B_1=67$이므로 $\dfrac{(67+76)-(192+43)}{2\times2}=\dfrac{-92}{4}=-23$이다.

회귀모형 오차항의 정식 가정은 독립성, 불편성(평균 0), 정규성, 등분산성 네 가지다.

랜덤성은 이러한 가정을 지칭하는 정식 통계 용어가 아니므로 틀린 보기다.

X와 Y의 평균이 모두 3이므로 편차로 계산한다. $S_{xy}=(-2)(1)+(-1)(2)+(0)(0)+(1)(-2)+(2)(-1)=-8$이고 $S_{xx}=S_{yy}=10$이다. 따라서 $r=\dfrac{-8}{\sqrt{10\times10}}=-0.8$이다.

직교배열표 표기 L_N(2^k)에서 N은 실험(행)의 수, 지수 k는 배치 가능한 요인(열)의 수를 뜻한다.

따라서 L₈(2⁷)에서 7은 배치 가능한 요인의 수이며, 실험횟수는 8이다.

표본제곱합 $S(x,x)=\sum(X_i-\bar{X})^2$의 기대치는 $(n-1)\sigma^2$이다.

모분산 σ²=4, n=5이므로 E[S]=(5-1)×4=16이다.

u관리도의 관리한계선은 $\bar{u}\pm3\sqrt{\bar{u}/n}$으로 표현된다.

정규모집단(평균 μ, 표준편차 σ)에서 추출한 표본평균의 분포는 평균 μ, 표준편차 $\sigma/\sqrt{n}$을 갖는다.

④는 표준편차를 σ/n으로 잘못 서술하여 틀리다.

같은 시료 5개를 두 계기로 각각 측정했으므로 대응비교의 t 검정이다. 차 $d=A-B$가 2, 2, 1, 2, 1이므로 $\bar d=1.6$, $S_d=14-\dfrac{8^{2}}{5}=1.2$, $s_d=\sqrt{1.2/4}=0.5477$이다. $t_0=\dfrac{1.6}{0.5477/\sqrt{5}}=6.53$이다.

로트크기와 샘플크기가 일정한 상태에서 합격판정개수(Ac)를 늘리면 로트가 합격하기 쉬워진다.

따라서 좋은 로트를 불합격시킬 생산자위험은 줄고, 나쁜 로트를 합격시킬 소비자위험은 늘어난다.

KS Q ISO 2859-1에서 까다로운 검사에서 보통검사로 전환되는 조건은 연속 5로트가 전환 대상 검사(초기 검사)에서 합격한 경우다.

산발적으로 발생하고 현재 기술수준으로 통제 가능한 원인은 이상원인(異常原因)이다.

만성적으로 존재하는 우연원인과 대비되는 개념이다.

UCL·LCL의 중심(CL)은 (43.4+16.6)/2=30이고, 공정평균 30, 표준편차 10인 N(30,10²)과 정확히 일치하는 3σ 관리한계다.

따라서 관리한계를 벗어날 확률은 표준정규분포의 3σ 양쪽 꼬리확률인 약 0.0027이다.

단순회귀의 회귀계수는 $\hat\beta_1=\dfrac{S_{xy}}{S_{xx}}$이다. $S_{xy}=15950-\dfrac{260\times280}{5}=1390$, $S_{xx}=16200-\dfrac{260^{2}}{5}=2680$이므로 $\hat\beta_1=\dfrac{1390}{2680}=0.519$이다.

두 집단의 평균은 각각 4와 7이다. 편차곱의 합은 $S_{xy}=39$, 제곱합은 $S_{xx}=28$, $S_{yy}=56$이다. 따라서 $r=\dfrac{39}{\sqrt{28\times56}}=0.985$이다.

4상자(각 50개, 총 200개) 표본에서 발견된 부적합품은 4+2+8+6=20개로, 표본 부적합품률은 20/200=0.10이다.

이 비율을 전체(80상자×1000개=80,000개)에 적용하면 추정 부적합품수는 0.10×80,000=8,000개다.

r×c 분할표의 독립성 검정 자유도는 (r-1)(c-1)이다.

4×2 분할표이므로 (4-1)(2-1)=3이 된다.

포아송 계수치 두 집단 비교의 검정통계량은 $u_0=\dfrac{c_B-c_A}{\sqrt{c_A+c_B}}=\dfrac{25-10}{\sqrt{35}}=2.535$이다.

한쪽검정 1% 기각값 u_0.99=2.326보다 크므로 귀무가설을 기각, B회사의 흠의 수가 유의하게 더 많다고 판정한다.

카이제곱분포를 이용한 $\left(\dfrac{S_{xx}}{\chi^2_{0.995}(14)},\dfrac{S_{xx}}{\chi^2_{0.005}(14)}\right)$ 형태의 구간은 모분산에 대한 신뢰구간 공식이다.

따라서 이 구간(0.0691, 0.531)은 모분산이 포함될 신뢰율이 99%임을 의미한다.

제2종 과오는 대립가설이 참인데 귀무가설을 채택하는 경우이므로, $\mu_1$을 중심으로 하는 분포에서 기각역 경계 $\bar X_U$보다 왼쪽에 놓이는 넓이다. 그림에서 그 넓이는 $\mu_0$와 $\bar X_U$ 사이 부분과 $\mu_0$ 왼쪽 꼬리 부분을 합한 A+B이다. 오른쪽의 C+D는 $\mu_0$ 분포가 기각역에 들어가는 넓이로 제1종 과오에 해당한다.

계수치 축차 샘플링 검사방식에서 P_A(PRQ, Producer's Risk Quality)는 될 수 있으면 합격시키고 싶은 로트의 부적합품률의 상한을 뜻한다.

※ 해당 표준번호는 현재 KS Q ISO 39511로 개번되었다(판정선 공식·기호는 동일).

생산자에게 품질향상 자극을 주는 데는 로트 전체가 반송될 수 있는 샘플링검사가 더 효과적이며, 전수검사는 불량품만 골라내므로 개선 동기를 주기 어렵다.

따라서 전수검사가 좋다는 설명이 틀리다.

이동평균관리도(Me관리도)는 산포 변화 파악이 어렵고 V-mask를 사용하지 않는 등 x̄관리도와 성격이 다르지만, 함께 병용하는 것 자체를 금지하는 규칙은 없다.

따라서 함께 사용하면 안 된다는 설명이 틀리다.

계량 규준형 샘플링검사에서 로트 평균치는 $m=S_L+K_p\sigma$로 구한다.

수치를 대입하면 40+1.6×4=46.4kg/cm²가 된다.

x̄관리도의 점이 관리한계선을 벗어나면 부적합품 발생 여부와 무관하게 공정에 어떤 이상 상태가 발생했을 가능성을 시사하는 것으로 판정한다.

기업 전체의 경영자원을 유효하게 활용한다는 관점에서 통합형 업무패키지 소프트웨어로 불리는 것은 ERP(전사적 자원관리)다.

개선의 4원칙(ECRS)은 Eliminate(제거), Combine(결합), Rearrange(재배열), Simplify(단순화)다.

Common은 이에 해당하지 않는다.

고정주문량모형은 재고가 재주문점에 닿을 때마다 정해진 양을 주문하는 Q 시스템이고, 고정주문주기모형은 일정 주기마다 주문하는 P 시스템이다. 표는 두 모형의 시스템 명칭을 서로 바꿔 적었다. 적용 품목, 주문 시기, 재고수준 파악 방법의 대비는 모두 옳다.

BOM(자재명세서)은 완제품 1단위에 필요한 원자재·부품의 종류와 수량, 생산 계층구조를 보여주는 일람표다.

각 개별 완제품의 주별·월별 생산계획은 주생산계획(MPS)에 대한 설명이므로 틀리다.

주문생산처럼 제품별 생산량이 적고 설계 변동이 심한 경우에는 유연하게 대응할 수 있는 범용기계 설치가 유리하다.

지수평활법 예측식은 $F_{t+1}=F_t+\alpha(A_t-F_t)$이다.

수치를 대입하면 500+0.2×(540-500)=500+8=508개가 된다.

최대 납기지연을 최소화하는 규칙은 납기가 이른 작업부터 처리하는 EDD이다. 납기가 4, 10, 12, 20이므로 순서는 A-B-C-D이고, 완료시각이 7, 11, 13, 24가 되어 지연은 3, 1, 1, 4일로 최대 지연이 4일이다. 다른 순서는 최대 지연이 이보다 커진다.

외경법 표준시간은 2.0×(1+0.15)=2.3분이다.

1일 표준생산량은 480/2.3≈208개다.

처음부터 보전이 불필요한 설비를 설계해 보전을 근본적으로 방지하는 방식은 MP(보전예방, Maintenance Prevention)이다.

동작경제의 원칙상 공구와 재료는 작업동작이 원활하도록 작업자 가까이 정위치에 두어야 한다.

작업장으로부터 멀리 배치한다는 이 원칙에 반하므로 틀린 설명이다.

설비종합효율은 시간가동률×성능가동률×양품률로 계산한다.

PERT 기대시간은 $t_e=\dfrac{t_o+4t_m+t_p}{6}$이다.

수치를 대입하면 (4+4×6+8)/6=36/6=6시간이다.

작업을 전문화하기 위해 테일러가 제시한 조직형태는 기능식 조직(functional organization)이다.

도요타 생산방식은 필요한 만큼만 후공정이 끌어당기는 당기기(pull) 방식을 사용하며 낭비 제거와 재고 최소화를 특징으로 한다.

자재흐름이 밀어내기 방식이라는 설명은 이와 반대이므로 틀리다.

워크샘플링은 정해진 시각이 아니라 랜덤하게 정해진 시점에서 작업 상태를 순간적으로 관측하는 기법이다.

1인의 작업자가 2대 이상의 기계를 운전할 때 사이클타임을 분석하는 도표는 Man-Multi Machine Chart(1인다대기계도표)이다.

발주 후 조달기간이 예정보다 길어지면 재고가 발주점 이하로 소진된 채 보충이 늦어져 품절이 발생한다.

물품을 취급하기 쉬운 정도를 나타내는 지수는 활성지수(activity index)다.

집중구매는 대량구매로 가격·거래조건 확보, 재고 절감, 시장·거래처 조사 효과에는 유리하지만, 여러 부서의 개별 발주를 한 곳에서 처리하므로 구매수속은 오히려 지연될 수 있다.

구매수속을 신속히 처리한다는 것은 분산구매의 장점에 가깝다.

압력·온도 등 제어요소가 운전한계를 초과해 자동제어체계로 설비가 일시정지된 상태의 손실은 잠깐정지·공회전 손실이다.

직렬시스템에서는 부품 하나하나가 각각 최소절단집합(MCS)이 되므로 MCS의 개수는 구성 부품의 개수와 같다.

따라서 부품 개수보다 작다는 설명이 틀리다.

6개 중 5개 이상 작동하면 되는 시스템의 신뢰도는 $R=\binom{6}{5}p^5(1-p)+\binom{6}{6}p^6$이다.

p=0.95를 대입하면 6×0.95⁵×0.05+0.95⁶≈0.2323+0.7355=0.9677이다.

불신뢰도함수는 $F(t)=1-R(t)=1-e^{-\int_0^t\lambda(t)dt}$로 표현된다.

③은 이를 $e^{1-\int_0^t\lambda(t)dt}$로 잘못 표현하여 틀리다.

생산단계에서 초기고장을 제거하기 위해 실시하는 시험은 스크리닝 시험이다.

신뢰성과 안전성을 예측하기 위한 대표적 방법은 FMEA와 FTA다.

신뢰성 설계는 오조작을 하더라도 즉시 전체 고장으로 이어지지 않도록 하는 페일세이프(fail-safe) 원칙을 따른다.

즉시 전체의 고장이 발생하도록 설계한다는 이와 반대이므로 틀린 설명이다.

고장률 λ, 수리율 μ인 지수분포 시스템의 정상상태 가용도는 $A=\dfrac{\mu}{\lambda+\mu}$이다.

이미지로 표시된 FT도의 정상사상은 세 기본사상 A, B, C의 OR결합 구조로, 고장확률은 1-(1-F_A)(1-F_B)(1-F_C)로 계산된다.

수치를 대입하면 1-(0.98)(0.95)(0.97)=1-0.9031=0.0970으로 보기와 일치한다.

욕조형 고장률 곡선에서 고장률이 일정한 기간(CFR)은 우발고장기간에 해당한다.

고장률 감소기간(DFR)은 초기고장기간, 고장률 증가기간(IFR)은 마모고장기간에 해당한다.

정시중단시험(고장품 미교체)에서 고장률 추정식은 $\hat{\lambda}=\dfrac{r}{\sum_{i=1}^r t_i+(n-r)t_0}$이다.

신뢰성 샘플링검사의 고장률 척도는 λ₀=AQL(합격시키고 싶은 고장률), λ₁=LTFR(불합격시키고 싶은 고장률)로 정의된다.

파괴가 일어나는 기준이 $50\,\mathrm{kg/cm^{2}}$ 이상이고 파괴강도가 $N(40,\;10^{2})$을 따르므로 기준값을 표준화한다. $Z=\dfrac{50-40}{10}=1$이므로 파괴될 확률은 $P(Z>1)$이다.

고장평점법의 고장평점은 $C_S=(C_1\times C_2\times C_3)^{1/3}$(기하평균)로 구한다.

수치를 대입하면 (3×9×6)^(1/3)=162^(1/3)≈5.45가 된다.

아레니우스 모델에서 $\ln(AF)=\dfrac{E_a}{k}\left(\dfrac{1}{T_u}-\dfrac{1}{T_s}\right)$이다.

Ts=423.15K, Ea/k≈2901.5를 이용해 풀면 Tu≈384.3K≈111℃가 된다.

고장이나 결함이 발생한 후 수리로 보전하는 방법은 사후보전(BM)이다.

동일 신뢰도 2개 부품 병렬 시스템의 신뢰도는 $R_{sys}=1-(1-R)^2$이다.

0.95=1-(1-R)²에서 1-R=√0.05=0.2236이므로 R=0.7764가 된다.

디버깅을 충분히 실시하지 못하면 제품 초기에 결함이 많이 남아 초기고장이 발생하기 쉽다.

중앙순위법으로 t=34(4번째 순서, n=10)의 F(t)=(4-0.3)/10.4≈0.356, R(t)≈0.644를 얻는다.

구간 (t3,t5)=(18,47.6)로 밀도를 근사하면 λ(34)=f(34)/R(34)≈0.0110/시간으로 산출되어 보기와 가장 근접히 일치한다.

불신뢰도는 F(t)=고장개수/총 개수=80/300≈0.26667이다.

지수분포(CFR)에서 R(t)=e^(-t/MTBF)=0.9이므로 t=-1000×ln(0.9)≈105시간이 된다.

일반목적과 구조는 유사하나 특정 용도에 따라 식별할 필요가 있을 때 쓰는 표준화 용어는 형식(type)이다.

요구품질로부터 품질방침을 설정하고 세일즈포인트를 정하며 대용특성으로 치환해 품질설계를 하는 방법은 품질전개(QFD)다.

측정기 관리규정에는 통상 보관·출납, 정기점검 시기, 측정기대장 정리요령 등이 포함되나 청소한 날짜는 규정 항목으로 다루지 않는다.

소비자 요구에 맞는 제품·서비스를 경제적으로 생산·통제하는 활동이라는 설명은 품질관리(QC) 전반에 대한 정의에 가깝다.

품질보증은 소비자에게 신뢰감을 주기 위한 체계적 증거·활동을 의미하므로 이 설명은 품질보증의 정의로는 틀리다.

PDCA의 A(Action)단계에서 수정조처는 책임과 권한 체계에 따라 신속히 수행해야 한다.

책임과 권한에 관계없이라는 설명은 이 원칙에 반하므로 틀리다.

설계가 진행되는 적당한 시기에 도면에 대해 설계·연구·개발부문이 참가해 실시하는 심사는 중간설계심사(intermediate D.R)다.

6시그마 단계 중 측정(Measure) 단계에서 수행하는 대표적 기법은 공정능력분석이다.

손실금액은 재료 9000원, 치수 70000원, 표면 21600원, 형상 25200원, 기타 10500원으로 합계 136300원이다. 금액이 큰 항목부터 치수, 형상, 표면 순으로 늘어놓으면 표면까지의 누계는 $70000+25200+21600=116800$원이다. 따라서 누적백분율은 $\dfrac{116800}{136300}\times100=85.69\%$이다.

영국-BS, 한국-KS, 일본-JIS는 실제 국가 품질보증표시이나, 미국은 US라는 단일 마크가 아니라 UL 등 별도 인증마크를 사용한다.

따라서 미국-US가 틀린 설명이다.

산업규격은 적용 지역·범위에 따라 사내규격, 단체규격, 국가규격, 국제규격 등으로 분류한다.

잠정규격은 지역·범위가 아니라 규격의 유효성(잠정 여부) 상태를 나타내는 구분이므로 해당하지 않는다.

품질분임조 활동은 작업자가 자발적으로 참여하는 상향식(bottom-up) 활동을 기본이념으로 한다.

Top-Down 방식이라는 설명은 이와 반대이므로 틀리다.

KS Q ISO 9001의 문서화 일반요구사항에는 품질방침·목표의 문서화, 품질매뉴얼, 프로세스 운영에 필요한 문서 등이 포함되나 구매관리 절차서는 일반 요구항목으로 명시되지 않는다.

※ 현행 KS Q ISO 9001:2015에서는 품질매뉴얼 및 경영대리인 요구 자체가 삭제되었다.

품질관리위원회는 통상 연구개발, 불만처리 및 사내대책, 품질관리 활동에 대한 감사 등을 토의하며, 작업표준의 개선 연구는 현장 실무 수준의 활동에 가까워 위원회 토의사항과는 거리가 멀다.

이동범위(Rs) 관리도에서 x̄=490.5/20=24.525, R̄s=18.6/19=0.9789이므로 σ̂=R̄s/d2=0.9789/1.128≈0.8678이다.

Cp=(SU-SL)/6σ̂=6/(6×0.8678)≈1.152가 된다.

SWOT 분석에서 T는 위협(Threat)을 뜻한다.

6시그마는 통계적 방법과 프로세스 개선을 통한 예방적·경영전략적 접근이 본질이며, 검사를 강화해 품질수준을 맞추는 것은 6시그마의 본질과 거리가 멀다.

품질코스트 중 예방코스트는 불량 발생을 사전에 막기 위한 활동비용으로, 품질관리 세미나 수강료가 이에 해당한다.

검사측정비는 평가비용, 폐각손실액은 내부실패비용, 설계변경 코스트는 실패비용 관련 항목에 가깝다.

제품책임(PL) 대책 중 결함제품을 만들지 않기 위한 사전 예방활동은 PLP(Product Liability Prevention)이다.

조립품의 허용차는 각 부품 허용차를 제곱해서 더한 뒤 제곱근을 취해 구한다(분산의 가법성). 뺄셈으로 조립되는 A도 분산은 그대로 더해지므로, 세 부품의 허용차가 모두 제곱합에 들어간다.

주어진 규격은 A가 $4.0 \pm 0.02$, B가 $8.5 \pm 0.03$, C가 $6.0 \pm 0.06$이므로

$T = \sqrt{0.02^2 + 0.03^2 + 0.06^2} = \sqrt{0.0049} = 0.07$

따라서 조립품의 허용차는 $\pm 0.070$이다. 허용차를 그대로 더한 $\pm 0.110$은 세 부품의 오차가 동시에 최대로 겹치는 최악의 경우를 가정한 값이라 통계적 조립 공차로는 쓰지 않는다.

매트릭스도법은 행과 열에 요소를 배치하고 교점에서 관계의 유무·정도를 기호로 파악해 착안점을 얻는 정성적 기법이다.

관계의 정도를 수량화하는 것은 매트릭스 데이터해석법의 특징에 가까우므로 이 설명은 틀리다.