现代质量管理习题课—2012518

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1、会计学1现代质量管理习题课现代质量管理习题课2012518第九章 ISO9000族与质量体系第八章 质量的经济学与质量成本第七章 质量功能展开第六章 质量改进实验设计第五章 质量检验与抽样检验第三章 统计过程控制（SPC）与控制图第二章 数据统计处理 第一章 质量管理概论第十章 六西格玛管理不合格内容各季度不合格品台数频数累计频数频率%累计频率%减价金额回收资金1/902/903/904/90高频音质不佳22232425949431.3331.33121128信号不佳152018197216624.0055.33161152外观不佳13129144821416.0071.3320960接合动作

2、不佳108763124510.3381.6614434灵敏度不佳7547232687.6789.3318414音质不佳2453142824.6794.0019266其他4536183006.0010012216合计73777080300100晶体管收音机不合格品排列图计算表 A类：关键因素080% B类：一般因素8090%C类：次要因素90100%结论：A类：高频音质不佳，信号不佳，外观不佳，接合动作不佳； B类：灵敏度不佳，音质不佳； C类：其他。2012.5.18x数据：100个以上；分组规则：K=10个组；niiniixxnsxnx121)(111；最大值La：62.5；最小值Sm ：5

3、9.7；k=10组距:h=(La-Sm)/k =0.28；N=120如第一组：上限：Sm + h/2 ；下限：Sm - h/2 。组号组号零件重量（零件重量（g）频数频数累计频数累计频数159.5559.8522259.8560.1535360.1560.451015460.4560.752338560.7561.0533716 61.0561.352495761.3561.6512107861.6561.956113961.9562.25411710 62.2562.553120合计合计120均值=60.995，标准差=0.5213；结论：分布中心左偏2012.5.18注意：1、是对总体进行

4、检验 2、单边检验2012.5.18广。结论：此项革新可以推，因此拒绝原假设。由于查表得：；备择假设：原假设ZZZZnxZHH65. 1592. 2400162. 0973. 0952. 005. 000100单边0.17360.2780.13570.23922222111sxnsxn，西支：，东支： 若两支矿脉的含锌量都服从正态分布，则二者是否可以看作是无显著差异？注意：1、对两个样本的均值进行检验 2、双边检验双边/2/2若备择假设为不等号，则是双侧检验。/2=2.5%2,21BAnnt不能拒绝原假设2,2BAnnt量没有显著差异。结论：两支矿脉的含锌因此接受原假设，由于查表得：其中：；备

5、择假设：第二步：原假设：即；结论：接受原假设，查表得：；：；备择假设：第一步：原假设：,|131. 22) 1() 1(21. 011)(7817. 09 . 4;7817. 02208. 053. 41117817. 0:2)289(205. 0)2(2212222112121212112102221)18 , 19(205. 0)1, 1(2)19 , 18(205. 0)1, 1(2)1, 1(212221222112221021211221ttttnnsnsnSnnSxxtHHFFFFFssFHHnnPPnnnnnn17.152808 .3709293.69786 .204611212

6、1211niiniiniiniiyynxxn，）（，）（ 给定=0.05，试问这两台机床加工零件的方差有无显著差别？注意：1、对两个总体的方差进行检验 2、双边检验)1, 1(2)1, 1(21)16, 19(205. 0)1, 1(2)1, 1(21)19 , 16(205. 0)1, 1(2222122122222112121212112212121148. 076. 611182. 4032. 1401. 0)(11414. 0)(11nnnnnnnnnnniiniiFFFFFFFFssFynynsxnxns由于；查表得：；结论：接受原假设，两台机床加工零件的方差没有显著差别。xiyix

7、iyixiyi0.0540.80.1143.60.1850.00.0741.70.1244.80.2055.00.0841.90.1345.80.2154.80.0942.80.1445.10.2360.00.1042.00.1648.9相关关系之间存在着显著的线性与含炭量结论：抗拉强度，因此属于强相关由于线性相关性计算：xyryynxxnyxyxnryyxxyyxxLLLrxyniiniiniiniininiiniiiixyniiniiniiiyyxxxyxy1|8 . 0963. 0)()()()()(1212121211112121The regression equation isy

8、= 33.1 + 103 xPredictor Coef SE Coef T PConstant 33.121 1.198 27.64 0.000 x 103.482 8.328 12.43 0.000S = 1.66810 R-Sq = 92.8% R-Sq(adj) = 92.2%Analysis of VarianceSource DF SS MS F PRegression 1 429.64 429.64 154.41 0.000Residual Error 12 33.39 2.78Total 13 463.03Unusual ObservationsObs x y Fit SE F

9、it Residual St Resid 14 0.230 60.000 56.922 0.918 3.078 2.21RR denotes an observation with a large standardized residual.Predicted Values for New ObservationsNewObs Fit SE Fit 95% CI 95% PI 1 48.643 0.466 (47.627, 49.659) (44.869, 52.417)Values of Predictors for New ObservationsNewObs x 1 0.150 CI -

10、 Confidence intervalPI - Prediction interval2012.5.182750 x%96.88)()(67. 06658. 064128. 0138. 02|71. 1|5 .47294352253. 279.45sxxsxxSxSFsTCkCCTEkxMExSSMSSTSSsxLUULpppkLULULU合格率：取措施级为四级，过低，应采可得结论：工序能力等）（；偏移系数：偏移量：结论：分布中心左偏；，公差中心：公差：，标准差：均值：M=47.579.45xSU=52SL=43EyxF=88.96%合格品率=88.96%2012.5.18pkpCC 与）（

11、kCCppk1pkC注意：1、首先检查数据分布中心是否与公差中心重合， 不重合时确定偏移方向和偏移量的大小。2、注意 的关系(书上有误)： 对于分布中心与公差中心不重合的情况，要先计算 ，将其转化成 后，再进行比较判断。pC控制图有何优点？Rx 样原则？特性时应遵循怎样的抽控制图控制产品的质量Rx 样本序号x1x2x3x4样本序号x1x2x3x4样本序号x1x2x3x4169101511812141621981312210461112613911225710143781051371310122361015114897131471310122481211105910614151171016251

12、013976121110401615101114267141087161089179812102751391287594181571011281211109997101219869122971386101516813201415121630410139、判断稳定与否。相关项目；、画图，并在图上标出）和（查表可得：）时，取（；图：；图：、计算中心线和控制限；和、然后计算；和、先求出计算步骤及公式：54282. 20,729. 0, 4003214323422DDAnLCLLCLRDLCLRCLRDUCLRRAxLCLxCLRAxUCLxRxRxii2012.5.18、判断稳定与否。相关项目；、画

13、图，并在图上标出）和（查表可得：）时，取（；图：；图：、计算中心线和控制限；和、然后计算；和、先求出计算步骤及公式：54282. 20,729. 0, 4003214323422DDAnLCLLCLRDLCLRCLRDUCLRRAxLCLxCLRAxUCLxRxRxii2012.5.18结论：连续25点在控制限内,因此该工序处于稳定状态。2825221916131074115.012.510.07.55.0样样 本本样样 本本 均均 值值_X =10.07+3SL=14.43-3SL=5.72+2SL=12.98-2SL=7.17+1SL=11.53-1SL=8.622825221916131

14、0741151050样样 本本样样 本本 极极 差差_R=5.98+3SL=13.64-3SL=0+2SL=11.09-2SL=0.87+1SL=8.54-1SL=3.43X X1 1 的的 X Xb ba ar r- -R R 控控 制制 图图2012.5.18样本序号x样本序号x样本序号x11.01111.04210.9820.98121.02221.0031.04131.05231.0441.07141.00240.9651.02150.96251.0161.03160.99261.0370.98171.03270.9981.01181.00281.0590.97191.06291.01

15、101.01201.02301.02、判断稳定与否。相关项目：、画图，并在图上标出通常取；图：；图：、计算中心线和控制限；和、然后计算；、先求出计算步骤及公式：540, 027. 366. 266. 23112|1111LCLLCLLCLRCLRUCLRRxLCLxCLRxUCLxRnRxxxRsssssnisisiisi2012.5.18、结论要明确。保留小数，不能取整；、计算结果应精确，要图在下。图在上，作图时，、，利于观察；图）样本点应上下对齐与图（或与、做图时，线）；、图上标注项目要全（等）；、计算过程要详细（注意：6543321RxRxRxLCLCLUCLRxRxSsi0( )( ,

16、|)crL pP n d pndp批接收概率（累积二项分布）：样本容量不合格品数不合格品率0( )( ,|)000%( )( ,|0%)100%5%( )( ,|5%)27.74%10%( )( ,|10%)7.18%15%( )( ,|15%)1.72%20%( )( ,|20%)0.38%25%( )( ,|25%)0.0ccrL pP n d pAcdpL pP n dpL pP n dpL pP n dpL pP n dpL pP n dpL pP n d公式：，而，故，则有：时：时：时：时：时：时：8%30%( )( ,|30%)0.01%100%( )( ,|100%)0.00%p

17、L pP n dpL pP n d时：时：2012.5.18n增大p(%)1L(p)(%)n减小c不变时，n的变化对OC曲线的影响p0p1n=20n=30n=10n=50生产方风险 使用方风险p0 生产方风险质量p1 使用方风险质量2012.5.182012.5.182012 . 2从批中抽取n个产品进行检测没从n中发现d个不合格品dAd R批合格批不合格计数型一次抽样程序框图(R=A+1)0101015%10%)1.0%3.0%4057878)0.4%1.6%6405(6)56)0.5%3.0%1752323cececea ppnARddb ppnARddc ppnARdd，查表结果如下：，

18、时：，（）判断法则：时，接收；时，拒收，时，判断法则：时，接收；时，拒收，时，（）判断法则：时，接收；时，拒收2012.5.18 统计d1 d1A1 A1 d1 R1 d1R1 统计d2 d1+d2 A2 d1+d2 R2 (R2=A2+1)从N中抽n1从N中抽n2接 收拒 收计数型二次抽样程序框图抽样方案批量N样本nAcRe正常检验150012556加严检验150012534放宽检验15005034一次抽样方案：AQL=1.5%，检验水平为,查表 注意：1、 Re =Ac+1 2、判断准则： d Ac，接收； d Re，拒收注意：d=Ac3时，本批接收，下一批开始恢复正常检验, d=Re4拒

19、收抽样方案批量N抽样次数样本量累计样本量AcRe正常检验1500第一次808025第二次8016067加严检验1500第一次808013第二次8016045放宽检验1500第一次323213第二次326445注意：d=Ac4时本批接收，下一批开始恢复正常检验，d=Re5时拒收实验设计的基本原则1、重复实验原则：实验过程中可能出现的误差： 偶然性原因造成的偶然误差 确定的实验条件以外的因素造成的实验误差目的： 对实验结果进行分析时能定量地评价误差的大小 （方差分析时可定量地计算误差成分的影响） 确保因子之间水平组合的均衡性，以便更真实地反映因子水平的效果，并为最优水平的确定提供可靠的依据。2、实

20、验顺序随机化原则目的： 避免系统性误差对实验结果的分析、确定最优 水平组合的影响。 将系统性误差转化为偶然性误差。实验设计的基本原则3、分块实验原则目的： 消除系统性误差对实验结果的影响，使结论更加准确、可靠。实验设计的基本原则习题15： 为了比较三种工艺条件对产品质量的影响，决定在每种条件下各做两次实验，总共做六次实验。现设计了下述三种实验方案，试评价它们的优劣。（1）六次实验在同一台设备上进行，实验顺序随机确定。（2）六次实验分别在六台不同的设备上进行，实验顺序随机确定。（3）分别在两台设备上进行实验，每台设备分别对三种工艺条件各实验一次，各台设备上的实验顺序随机确定。实验设计的基本原则实

21、验设计的基本原则方案1：六次实验在同一台设备上进行，实验顺序随机确定。符合： 实验顺序随机化原则违反： 重复实验原则； 无法定量地评价误差成分的影响； 无法确保因子水平组合的均衡性； 无法避免系统性误差的产生。实验设计的基本原则方案2：六次实验分别在六台不同的设备上进行，实验顺序随机确定。符合： 实验顺序随机化原则违反： 重复实验原则； 无法定量地评价误差成分的影响； 无法确保因子水平组合的均衡性； 分块实验原则； 无法避免系统性误差的产生。实验设计的基本原则方案3：分别在两台设备上进行实验，每台设备分别对三种工艺条件各实验一次，各台设备上的实验顺序随机确定。符合： 实验顺序随机化原则； 分块

22、实验原则；违反： 重复实验原则； 无法定量地评价误差成分的影响； 无法确保因子水平组合的均衡性； 无法避免系统性误差的产生。注意：1、是对总体进行检验 2、单边检验2012.5.18Analysis of VarianceSource DF SS MS F PRegression 1 429.64 429.64 154.41 0.000Residual Error 12 33.39 2.78Total 13 463.03Unusual ObservationsObs x y Fit SE Fit Residual St Resid 14 0.230 60.000 56.922 0.918 3.

23、078 2.21RR denotes an observation with a large standardized residual.%96.88)()(67. 06658. 064128. 0138. 02|71. 1|5 .47294352253. 279.45sxxsxxSxSFsTCkCCTEkxMExSSMSSTSSsxLUULpppkLULULU合格率：取措施级为四级，过低，应采可得结论：工序能力等）（；偏移系数：偏移量：结论：分布中心左偏；，公差中心：公差：，标准差：均值：、结论要明确。保留小数，不能取整；、计算结果应精确，要图在下。图在上，作图时，、，利于观察；图）样本点应上下对齐与图（或与、做图时，线）；、图上标注项目要全（等）；、计算过程要详细（注意：6543321RxRxRxLCLCLUCLRxRxSsi0( )( ,|)crL pP n d pndp批接收概率（累积二项分布）：样本容量不合格品数不合格品率0101015%10%)1.0%3.0%4057878)0.4%1.6%6405(6)56)0.5%3.0%1752323cececea ppnARddb ppnARddc ppnARdd，查表结果如下：，时：，（）判断法则：时，接收；时，拒收，时，判断法则：时，接收；时，拒收，时，（）判断法则：时，接收；时，拒收