[품질경영기사 필기] 21년 2회차 기출문제 정답·해설 페이지

23형에서 요인 A의 주효과는 $\dfrac{1}{4}[a-(1)+ab-b+ac-c+abc-bc]$ 다. 데이터를 대입하면 $(-5-2)+(13-15)+(-17+12)+(-7+2)=-7-2-5-5=-19$ 이다. 따라서 주효과는 $\dfrac{-19}{4}$ 다.

난괴법에서 오차항은 평균이 0인 $N(0,\sigma_e^2)$을 따라야 하며, 평균이 μ인 분포를 따른다는 서술은 조건과 맞지 않는다.
모수요인의 $\sum a_i=0$, 변량요인의 $N(0,\sigma_B^2)$, 모수·변량 요인 각 하나씩 구성된다는 서술은 난괴법의 표준 조건과 일치한다.

반복 없는 2요인 실험에서 $S_e=S_T-S_A-S_B$이다.
$S_e=6.22-2.22-3.44=0.56$이다.

L16(2$^{15}$)에서 두 요인의 교호작용은 각 기본표시의 공통문자를 소거(대칭차)한 결과로 결정된다.
ab와 bcd에서 공통인 b가 소거되어 acd가 남으므로 A×B는 기본표시 acd 열에 배치된다.

로트를 랜덤으로 추출하는 이 설계는 로트가 변량요인인 경우로, 수준이 기술적 의미를 갖지 못하고 $a_i$는 확률변수이다.
변량요인에서는 $a_i$의 합이 0이 되는 성질이 성립하지 않으므로 '$a_i$들의 합은 0이다'는 틀린 설명이다(이는 모수요인의 성질).

기계 $A_2$ 의 부적합품수가 22개, 검사개수가 200개이므로 $\hat{p}=\dfrac{22}{200}=0.11$ 이다. 오차 자유도는 $\nu_e=800-4=796$ 이므로 $V_e=\dfrac{60.4}{796}=0.0759$ 이고, 신뢰구간은 $\hat{p}\pm u_{0.975}\sqrt{\dfrac{V_e}{r}}=0.11\pm1.96\sqrt{\dfrac{0.0759}{200}}$ 이다. 계산하면 $0.11\pm0.0382$ 다.

교호작용을 모두 오차에 풀링하고 C가 무시될 때, A·B만 유의한 경우의 모평균 추정과 유효반복수는 표준식을 따른다.
$\hat\mu(A_iB_j)=\overline{x}_{i\cdot\cdot}+\overline{x}_{\cdot j\cdot}-\overline{\overline{x}},\quad n_e=\dfrac{lmn}{l+m-1}$이 표준 형태이다.

반복수가 같은 1요인 실험에서 총자유도 $lm-1=41$, 오차자유도 $l(m-1)=35$이다.
두 식을 연립하면 $l=(lm-35)=42-35=7$, $m=42/7=6$이므로 수준수 7, 반복수 6이다.

정의대비 I=ABCD에서 각 주요인의 별명은 그 요인과 I를 곱해(같은 문자는 소거) 구한다.
$A\times ABCD=A^2BCD=BCD$이므로 A=BCD가 성립하며 이는 표준 별명관계와 일치한다(다른 보기는 별명 문자 구성이 실제 계산과 다르다).

L27(3$^{13}$)의 총자유도는 26이며 3수준 요인 1개당 자유도는 2이다.
요인 10개를 배치하면 $10\times2=20$을 사용하므로 오차자유도는 $26-20=6$이다.

k×k 라틴방격에서 가능한 배열방법의 총수는 표준방격의 수에 행·열 순서를 바꾸는 경우의 수를 곱해 구한다.
표준 공식은 (표준방격의 수)×k!×(k-1)!이다.

실험을 여러 번 반복해도 매번 동일한 요인효과가 블록효과와 교락되는 방식은 완전교락이다.
부분교락은 반복마다 교락되는 효과가 달라진다는 점에서 완전교락과 구분된다.

로트간·로트내 산포, 기계간·작업자간 산포, 측정의 산포 등 여러 변량요인의 산포를 추정해 샘플링·측정방법을 검토하는 실험설계는 지분실험법이다.
교락법·라틴방격법·요인배치법은 모수요인 중심의 효율적 배치가 목적이므로 이 문항의 취지와 다르다.

다구찌 방법을 통해 잡음(noise)의 영향을 가장 효과적으로 차단할 수 있는 단계는 설계단계(특히 파라미터설계)이다.
생산·제조 단계에서의 대응은 이미 발생한 산포를 사후적으로 다루는 것이라 근본적 효과가 떨어진다.

실험계획법의 표준 진행 순서는 실험목적의 설정 → 특성치의 선택 → 요인과 요인수준의 선택 → 실험의 배치이다.
목적을 정한 뒤 무엇을 측정할지(특성치)를 정하고, 이어서 요인·수준을 정한 다음 구체적 배치를 설계하는 것이 논리적 순서이다.

$L=\dfrac{A_1}{3}-\dfrac{A_2+A_3+A_4}{21}$은 3개 관측치의 평균(A1)과 21개 관측치의 평균(A2~A4 통합)의 차이므로 $n_1=3,\ n_{pool}=21$이다.
$L=\dfrac{9}{3}-\dfrac{105}{21}=3-5=-2$이며, $S_L=\dfrac{L^2}{\frac{1}{n_1}+\frac{1}{n_{pool}}}=\dfrac{4}{\frac{1}{3}+\frac{1}{21}}=\dfrac{4}{8/21}=10.5$이다.

두 요인 모두 모수요인인 경우 교호작용 평균제곱의 기댓값은 $E(V_{A\times B})=\sigma_e^2+r\sigma^2_{A\times B}$(r은 반복수)로, 수준수는 곱해지지 않는다.
반복 2회이므로 $E(V_{A\times B})=\sigma_e^2+2\sigma^2_{A\times B}$이다.

단일 분할법에서 1차 요인(A, 4수준) 오차의 자유도는 $(l-1)(r-1)$이다(r은 블록반복수).
$(4-1)(2-1)=3$이다.

회귀 분산분석에서 잔차(총제곱합-직선회귀 제곱합)는 고차항으로 설명되는 부분과 순수오차가 합쳐진 것이다.
'고차회귀로 설명될 수 있는 양이 곧 총제곱합에서 직선회귀분을 뺀 값'이라는 서술은 순수오차 성분을 무시한 것이어서 틀렸다.

$S_e=S_T-S_A=2.383-2.011=0.372$, $V_e=\dfrac{S_e}{l(m-1)}=\dfrac{0.372}{8}=0.0465$이다.
두 수준 평균 차의 유의 임계값은 $t_{0.975}(8)\sqrt{\dfrac{2V_e}{m}}=2.306\times\sqrt{\dfrac{2\times0.0465}{3}}=2.306\times0.176=0.406$이다.

$\dfrac{(n-1)s^2}{\chi^2}$ 형태의 구간은 모분산에 대한 신뢰구간이다.
χ²의 하위·상위 0.5%씩을 사용했으므로 이 구간은 모분산이 포함될 신뢰율 99%의 구간이다.

이상요인으로 평균이 67로 이동했을 때 UCL=68을 벗어날 확률은 $P(Z>\dfrac{68-67}{1})=P(Z>1)$이다.
$P(Z>1)=1-0.8413=0.1587$이다.

t분포와 F분포 사이에는 $t^2_{\alpha/2}(\nu)=F_{\alpha}(1,\nu)$의 관계가 성립한다.
$t_{0.975}(8)=\sqrt{F_{0.95}(1,8)}=\sqrt{5.32}=2.306$이다.

모부적합품률 검정의 표준 검정통계량은 $u_0=\dfrac{p-P_0}{\sqrt{P_0(1-P_0)/n}}$이다.
분모에 표본크기 n이 들어가는 형태만 표준정규근사 검정통계량의 정의와 일치한다.

그림에서 측정치 분포의 표준편차 $\sigma_m$ 이 분포의 폭에 비해 작게 표시되어 산포가 좁으므로 정밀도는 좋다. 그러나 참값 $\mu$ 가 측정치 분포의 평균 $\mu_m$ 에서 멀리 왼쪽에 있어 치우침 $\mu_m-\mu$ 이 크고, 실제 측정값 x도 참값에서 크게 떨어져 있어 오차 $x-\mu$ 역시 크다.

두 사상 A, B가 독립이 되기 위한 조건은 $P(A\cap B)=P(A)\cdot P(B)$이다.
조건부확률의 정의식 $P(A\mid B)=P(A\cap B)/P(B)$와는 별개의 독립성 정의이다.

KS Q ISO 2859-1에서 '연속 5로트 합격'은 까다로운 검사에서 보통검사로 전환하는 기준이며, 보통에서 수월한 검사로의 전환 기준이 아니다.
보통→수월한 검사의 전환은 생산 안정, 전환점수 30 이상, 소관권한자의 승인이 요건이다.

유의수준(α)은 귀무가설이 참인데도 이를 기각하는 확률(제1종 오류의 확률)로 정의된다.
'귀무가설이 참일 때 채택하는 확률'이라는 서술은 이를 반대로 표현한 것이어서 틀렸다.

$\sigma_1^2=\sigma_2^2=\sigma^2,\ n_1=n_2=n$이면 $D(\overline{x}_1-\overline{x}_2)=\sqrt{\dfrac{\sigma^2}{n}+\dfrac{\sigma^2}{n}}=\sqrt{\dfrac{2\sigma^2}{n}}$이다.

$\overline{c}=\dfrac{\Sigma c}{k}=\dfrac{80}{20}=4$이고 $LCL=\overline{c}-3\sqrt{\overline{c}}=4-6=-2$로 음수가 된다.
관리하한이 음수이면 관리한계로서 의미가 없으므로 하한은 고려하지 않는다.

기준값이 주어진 관리도라도 실제 공정 산포를 바탕으로 공정성능지수(Pp)를 산출하는 것은 가능하다.
'측정할 수 없다'는 서술은 근거 없는 제약을 두는 것이어서 틀렸다.

계수형 축차 샘플링검사(KS Q ISO 28591)에서 Q$_{CR}$은 불합격시키고 싶은 로트의 부적합품률의 하한을 의미한다.
합격시키고 싶은 로트의 부적합품률과 관련된 지표는 Q$_{PR}$ 등 별도로 구분된다.

표준오차는 표본크기의 제곱근에 반비례하므로 $SE\propto\dfrac{1}{\sqrt{n}}$이다.
표준오차를 1/8로 줄이려면 표본크기를 $8^2=64$배로 늘려야 한다.

OC곡선은 계수형뿐 아니라 계량형 샘플링검사에도 적용할 수 있으며, '계수형에 한하여 적용'이라는 서술은 잘못되었다.
Ac 증가 시 곡선이 오른쪽으로 완만해지는 것, N/n≥10일 때 N 변화의 영향이 작다는 것, OC곡선의 정의(합격확률 그래프)는 모두 표준 설명과 일치한다.

생산자에게 품질향상 자극을 주려면 전수검사보다 샘플링검사가 유리하다는 것이 일반적 견해이다(전수검사는 불량 유출 방지에는 유리하나 개선 유인이 상대적으로 약함).
'전수검사하는 편이 좋다'는 서술은 이 관계를 반대로 설명한 것이어서 틀렸다.

상관계수의 z변환은 $z=\dfrac{1}{2}\ln\dfrac{1+r}{1-r}$이다.
$z=\dfrac{1}{2}\ln\dfrac{1.8}{0.2}=\dfrac{1}{2}\ln 9=1.099$이다.

총산포는 군간산포와 군내산포로 분해되므로 $\sigma_H^2=\sigma_b^2+\sigma_w^2$이다.
$\sigma_b=\sqrt{19.5^2-13.67^2}=\sqrt{193.4}=13.9$이다.

기대비율 1.5:1이면 전체 220명 중 기대값은 여 88명, 남 132명이다.
$\chi^2=\dfrac{(120-132)^2}{132}+\dfrac{(100-88)^2}{88}=1.09+1.64=2.73$이다.

로트나 배치에서 1개의 측정치만 얻을 수 있어 개별치와 이동범위를 병용하는 관리도는 X-R$_m$ 관리도이다.
X̄-R관리도는 부분군 크기가 2 이상일 때 사용하므로 이 상황과 맞지 않는다.

망대특성에서는 시료평균이 $\overline{X}_L$보다 '커야' 합격으로 판정한다.
'시료평균이 $\overline{X}_L$보다 작으면 합격'이라는 서술은 망대특성의 판정 방향과 반대이므로 틀렸다.

예방보전, 사후보전, 개량보전, 보전예방을 통합해 생산의 경제성을 높이려는 활동은 생산보전(PM, Productive Maintenance)이다.
수리보전·사전보전·예비보전은 각각 이 4가지 활동 중 일부만을 지칭하는 좁은 개념이다.

선형결정기법(LDR)의 근사비용함수는 잔업비용, 고용·해고비용, 재고비용·재고부족비용·생산준비비용 등을 포함한다.
설비투자비용은 LDR 모형이 다루는 근사비용함수의 구성요소가 아니다.

ABC분석에서 부분적 영향만 미쳐 가장 간소한 관리를 적용하는 그룹은 C그룹이다.
A그룹은 소수 품목이 큰 비중을 차지해 정밀 관리가 필요한 그룹이다.

정상 페이스와 관측대상 작업의 페이스를 비교·판단하여 관측 시간치를 수정하는 활동은 레이팅(rating)이다.
샘플링, 사이클, 오퍼레이팅은 이러한 페이스 보정 활동을 지칭하지 않는다.

Best Practice의 수용으로 효율적인 업무개선이 이루어지는 것은 검증된 ERP 패키지를 도입할 때의 장점이다.
자체개발은 개발기간 장기화, 사용자 요구사항의 충실한 반영, 비정형 예외업무 수용 용이 등이 특징이므로 이 항목은 자체개발의 장단점 설명으로 틀렸다.

간판시스템은 후공정이 필요한 만큼 전공정에서 끌어가는 풀(pull) 방식이 원칙이다.
'전공정에서 후공정으로 밀어내는 방식'이라는 서술은 푸시(push) 방식을 지칭한 것으로 JIT 간판 운영규칙과 반대이다.

PERT의 베타분포 근사 공식은 $t_e=\dfrac{a+4m+b}{6},\ \sigma^2=\left(\dfrac{b-a}{6}\right)^2$이다.
기대시간에 정상시간(m)에 4배 가중치를 주는 것이 표준 공식의 특징이다.

유사한 생산흐름을 갖는 제품들을 그룹화해 생산효율을 높이는 설비 배치는 GT(Group Technology) 배치이다.
공정별·라인·프로젝트 배치는 각각 다른 기준(공정 유사성이 아닌 제품흐름·고정위치 등)으로 설비를 구성한다.

최소납기일 규칙은 납기가 이른 순서로 처리하므로 $B(10)\to A(12)\to C(16)\to D(18)$ 순이 된다. 각 작업의 처리(흐름)시간은 B가 8일, A가 $8+5=13$일, C가 $13+7=20$일, D가 $20+11=31$일이다. 따라서 평균처리시간은 $\dfrac{8+13+20+31}{4}=18$일이다.

빈손으로 컵을 향해 손을 뻗는 동작은 빈손이동(TE), 컵을 잡는 동작은 쥐기(G), 컵을 병까지 옮기는 동작은 운반(TL)이다. 마지막으로 다음 동작에 맞게 컵의 방향을 미리 바로잡는 것은 전치(PP)에 해당한다. 따라서 TE-G-TL-PP 순으로 나열된 것이 맞다.

MRP의 표준 입력정보는 자재명세서, 재고기록철, 주생산일정계획이다.
발주계획보고서는 MRP 처리 결과로 나오는 산출물(output)이며 입력정보가 아니다.

보전담당자 교육훈련, 외주업자의 적절한 이용, 보전작업의 계획적 시행은 보전비 절감에 기여하는 조치이다.
설비 사용자에게 '사후보전'을 교육하는 것은 예방적 접근과 거리가 있어 보전비 감소 조치로 보기 어렵다.

비가동률 추정치 $=\dfrac{35}{150}=23.3\%$이다.
허용 상대오차 10%를 적용한 절대오차 허용값은 $23.3\%\times0.10\approx2.3\%$이다.

조사비, 수송비, 입고비, 통관비 등 구매 및 조달에 수반되는 비용은 발주비용이다.
재고유지비·재고부족비·생산준비비는 구매·조달 자체가 아닌 재고관리와 관련된 비용이다.

표준화된 선택 사양을 미리 확보해 고객요구에 맞게 조합·공급하는 생산전략은 대량고객화(Mass Customization)전략이다.
스피드경영·세계화·품질경영전략은 이러한 모듈형 조합공급 방식을 지칭하지 않는다.

전문가들에게 개별적으로 질의-응답 피드백을 수차례 반복해 예측하는 정성적 기법은 델파이법이다.
자료유추법, 시계열분석법, 시장조사법은 이러한 반복적 전문가 피드백 절차를 특징으로 하지 않는다.

포드 시스템의 대량생산 일반원칙은 제품의 단순화, 부품의 표준화, 작업의 단순화(3S)이다.
성과급 차별화는 테일러의 과학적 관리법(차별적 성과급제)에 해당하는 특징이며 포드 시스템의 원칙이 아니다.

작업시간의 합은 92초이며 병목(사이클타임)은 최댓값인 25초이다.
유휴시간 합=$(25-20)+(25-25)+(25-10)+(25-15)+(25-22)=33$초, 균형손실=$\dfrac{33}{5\times25}=26.4\%$이다.

누적예측오차를 절대평균편차(MAD)로 나눈 지표는 추적지표(TS, Tracking Signal)이다.
SC, MSE, CMA는 각각 다른 개념의 예측 관련 지표이다.

단위당 공헌이익=$300\times0.5=150$원이다.
목표이익을 위한 판매수량=$\dfrac{1000만+500만}{150}=100{,}000$개, 즉 10만개이다.

브리지(교량) 구조와 같이 단순 직렬·병렬로 표현되지 않는 시스템도 존재하므로 '모든 시스템이 직렬 또는 병렬로 표현 가능하다'는 서술은 틀렸다.
이런 경우에도 신뢰도 계산은 가능하며(다른 보기와 일치), 직렬결합은 신뢰도 하한, 병렬결합은 상한을 제공한다는 설명은 표준 이론과 맞는다.

FT도에서 중간사상은 $A=a\cap b$(AND), $B=a\cup c$(OR)이고 정상사상은 $T=A\cap B$ 다. 기본사상 a가 두 곳에 중복되므로 $T=(a\cap b)\cap(a\cup c)=(a\cap b)\cup(a\cap b\cap c)=a\cap b$ 로 정리되어 최소컷셋은 $\{a,\ b\}$ 하나다. 따라서 $P(T)=0.2\times0.3=0.06$ 이다. 중복사상을 정리하지 않고 $0.06\times0.52=0.0312$ 로 계산하면 틀린다.

지수분포에서 $F(t)=1-e^{-t/\mathrm{MTBF}}=0.1$이므로 $e^{-t/100}=0.9$이다.
$t=100\times(-\ln0.9)=100\times0.10536=10.5$시간이다.

총시험시간까지 시험하여 발생한 고장개수가 합격판정개수보다 적으면 로트를 합격시키는 방식은 정시중단시험이다.
정수중단시험은 고장 개수를 먼저 정하는 방식으로 구분된다.

정시중단시험에서 평균수명의 한쪽 신뢰구간 하한은 자유도 $2r+2$를 사용한다(시간중단으로 인한 자유도 보정 2 추가).
$\text{하한}=\dfrac{2r\widehat{\mathrm{MTBF}}}{\chi^2_{1-\alpha}(2r+2)}$이 표준식이다.

형상모수 m=1은 지수분포에 해당하므로 $\mathrm{MTBF}=\eta\cdot\Gamma(1+1/m)=\eta\cdot\Gamma(2)$이다.
$\mathrm{MTBF}=3500\times1.00000=3500$시간이다.

초기고장기간의 고장률을 감소시키기 위한 대표적 대책은 부품에 대한 번인(burn-in)시험이다.
예방보전이나 수입검사 방식 변경은 초기고장 스크리닝의 직접적 대책이 아니다.

시험 또는 운용 결과를 해석하거나 신뢰성 척도 계산에 포함되어야 하는 고장은 연관고장(relevant failure)이다.
오용고장·돌발고장·파국고장은 이러한 정의에 해당하지 않는다.

고장 0개인 정시중단시험의 하한은 $\dfrac{2T}{\chi^2_{0.95}(2)}$이며, 총시험시간 $T=n\times t=5\times50=250$이다.
하한=$\dfrac{500}{5.99}=83.5\approx84$시간이다.

$D=\text{강도}-\text{부하}$는 평균 $4000-3000=1000$, 표준편차 $\sqrt{400^2+300^2}=500$인 정규분포를 따른다.
신뢰도$=P(D>0)=P(Z>-2)=0.9772$, 즉 97.72%이다.

고장률λ, 수리율μ인 지수분포에서 평균수리시간(MTTR)은 수리율의 역수이다.
MTTR=$1/\mu$이다.

정시중단시험에서 고장개수가 0개인 경우 발생 고장수는 푸아송분포로 취급하여 신뢰구간을 계산한다.
정규·초기하·이항분포는 이 상황에 표준적으로 사용되지 않는다.

수명분포 적합성 검정에는 χ²검정, Kolmogorov-Smirnov 검정, Bartlett 검정(등분산성) 등이 활용된다.
Pareto 분석은 우선순위(80/20) 파악 도구로 분포적합성 검정 기법이 아니다.

고장평점법의 C1~C5 인자는 각각 고장영향의 중요도, 영향범위, 발생빈도, 고장방지 가능성, 설계의 신규성 정도 등을 의미한다.
C5를 '기존 설계의 정확도'로 설명하는 것은 표준 정의(신규성 정도)와 다르므로 틀렸다.

동일 부품 2개의 대기(standby) 리던던시에서 신뢰도는 $R(t)=e^{-\lambda t}(1+\lambda t)$이다.
$\lambda t=0.02\times50=1$이므로 $R(50)=e^{-1}(1+1)=2\times0.3679=0.7358$이다.

신뢰도가 지수분포(λ), 보전도가 $M(t)=1-e^{-\mu t}$일 때 정상상태 가용도는 $A=\dfrac{\mu}{\lambda+\mu}$로 구해진다.
이는 MTBF/(MTBF+MTTR)와 동일한 형태의 표준 가용도 공식이다.

누적고장확률은 해당 시각까지 고장 난 개수를 초기 시료수로 나눈 값이다. 30시간까지의 누적 고장개수는 $5+10+16=31$ 개이므로 $F(30)=\dfrac{31}{50}=0.62$ 다.

3개 부품이 모두 작동해야 하는 직렬(AND) 구조에서 $R^3\ge0.95$를 만족해야 한다.
$R\ge0.95^{1/3}\approx0.983$이다.

조건부 신뢰도는 $\dfrac{R(110)}{R(105)}$로 구한다. $R(105)=P(Z\ge1)=0.1587$, $R(110)=P(Z\ge2)=0.0228$이다.
조건부신뢰도=$\dfrac{0.0228}{0.1587}=0.1437$이다.

동일 부품 3개 병렬결합(고장률 λ=0.3/1000hr)의 평균수명은 $\mathrm{MTTF}=\dfrac{1}{\lambda}\left(1+\dfrac{1}{2}+\dfrac{1}{3}\right)$이다.
$\dfrac{1000}{0.3}\times1.8333=6111$시간이다.

SWOT 분석에서 S는 강점, W는 약점(Weakness), O는 기회, T는 위협을 의미한다.
따라서 W는 약점이다.

제조공정 사내표준은 신속한 개정, 보기 쉬운 표현, 구체적·객관적 기록을 요건으로 한다.
사내표준은 현재 확정된 방법을 규정하는 문서이므로 '미래에 추진해야 할 사항을 포함할 것'은 사내표준의 요건으로 적절하지 않다.

히스토그램은 품질특성의 분포 상태, 중심·산포 크기, 공정능력 파악에 활용된다.
히스토그램은 시간 순서 정보를 담지 않으므로 '품질의 시간적 변화상태 파악'에는 사용할 수 없다.

다구찌 3단계 설계 절차 중 이상적인 조건에서 고객요구를 충족하는 제품원형을 설계하는 단계는 시스템 설계이다.
파라미터설계와 허용차설계는 이후 단계로 산포에 둔감한 조건과 허용차를 정하는 단계이다.

허즈버그의 위생요인은 작업조건, 대인관계, 조직의 정책과 방침 등 불만족을 예방하는 요인이다.
'책임의 증대'는 성취감·인정과 함께 동기유발요인에 해당하므로 위생요인이 아니다.

대응 요소를 행과 열로 배치하고 교점에 연관정도를 표시해 이원적으로 문제의 소재를 탐색하는 신QC 수법은 매트릭스도법이다.
PDPC법, 연관도법, 계통도법은 각각 다른 목적의 신QC 7가지 수법이다.

최고경영자의 지원 부족, 심사지연·불합리한 평가, 교육·홍보 미비는 제안활동이 활성화되지 않는 대표적 조직적 원인이다.
'종업원 개인들 간의 업무수행능력 차이'는 조직 운영상의 저해요인으로 보기 어려워 거리가 멀다.

부품 허용차의 제곱합제곱근(RSS)으로 조립품 허용차를 구한다.
$\sqrt{0.03^2+0.02^2+0.05^2}=\sqrt{0.0038}=0.0616$이다.

규정된 요구사항이 충족되었음을 객관적 증거의 제시를 통해 확인하는 것은 검증(verification)이다.
검토·검사·모니터링은 이 정의와 각각 구분되는 별도의 용어이다.

크로스비는 수행표준을 무결점으로, 품질의 척도를 품질코스트로 정의하며, 공급자의 품질시스템은 '처음부터 올바르게 일을 행하는 것'이라 주장하였다.
'품질은 주어진 용도에 대한 적합성'이라는 정의는 주란(Juran)의 사상이므로 크로스비의 사상이 아니다.

계량기 관리체계 정비는 검사·측정업무 효율화, 관리업무 효율화, 제품 품질·안전성 향상을 목적으로 한다.
'측정 프로세스에 대한 고객의 이해 및 관심의 고양'은 계량기 관리체계 정비의 통상적 목적으로 보기 어렵다.