• 지구물리와물리탐사
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• 제12권3호
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• pp.263-267
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• 2009

한반도 지진자료의 총 감쇠상수($\varrho_t^{-1}$)를 고유감쇠($\varrho_i^{-1}$)와 산란감쇠($\varrho_s^{-1}$)값으로 분리된 결과를 바탕으로 다중산란 모델에 의한 이론코다감쇠($\varrho_{Cexp}^{-1}$)값을 구하고 단일산란 모델의 관측코다감쇠($\varrho_c^{-1}$)값 및 나머지 감쇠상수 값($\varrho_t^{-1}$, $\varrho_i^{-1}$,$\varrho_s^{-1}$)과 비교하였다. 그 결과, $\varrho_{Cexp}^{-1}$ 값은 $\varrho_i^{-1}$값에 근접한 모습이나, $\varrho_c^{-1}$값이 24 Hz 고주파수 대역을 제외한 대부분의 구간에서 $\varrho_i^{-1}$보다는 $\varrho_t^{-1}$에 가깝고 $\varrho_{Cexp}^{-1}$ 값과도 상이한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 $\varrho_i^{-1}$와 $\varrho_s^{-1}$값이 실제로는 깊이에 따라 변하는 값임에도 불구하고 균일한 모델을 이용한 왜곡된 결과이다.

• 한국환경보건학회지
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• 제14권1호
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• pp.39-45
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• 1988

The stochastic variations were analyzed periodicity by autocorrelation, variance spectrum and Fourier series. These time series included hourly and hourly mean observations on DO, water temperature and air temperature which measured by automatic recording instrument at Guii from 1, Jan., 1986 to 23, Feb., 1986. The results of study were as follows: l. Autocorrelation coef. (lag time 120) DO($\varrho_1$= 0.9705), WT($\varrho_1$ = 0.9890), and AT($\varrho_1$ = 0.9874) were deeply related. DO and AT clearly showedr 24-hour periodicities while WT showed 23-26 hour periodicity. 2. Spectral density showed high at 24 hour in eech item and all of them showed weak peak at 12 hour. 3. The explained variance, which was a measure of the contribution of periodic function to the original time series, varied high 90.8 - 94.7%. This results showed that water qualities at Guii were affected deterministic components.

• 대한화학회지
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• 제24권1호
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• pp.80-85
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• 1980

N-비닐요소(VU)와 초산비닐(VAc)의 라디칼혼성중합을 $60^{\circ}C$에서 삼종류의 용매중에서 행하였다. VU-VAc혼성중합체를 methanolysis하여 VU-비닐알코올(VA)혼성중합체를 제조하고 이 VU-VA혼성중합체의 질소를 분석함으로써 VU-VAc 혼성중합의 단위체반응성비와 VU의 Q와 $\varrho$값을 구하였다. 중합용매로서 메탄올과 메탄올-티옥산을 사용한 경우에 얻어진 VU의 Q 및 e값은 이중결합에 >NCO-기를 가지는 다른 단위체의 Q 및 $\varrho$ 값과 비교된다. $\varrho$ 값은 VU의 요소기가 전자를 밀어주는 기라는 것을 시사한다. VU-VAc계의 혼성중합 파라미터에 VU는 큰 용매효과를 나타내며 이 결과는 중합온도에서 VU가 tautomer와 평형을 이루고 있는 것으로 하여 해석될 수 있다.

• 한국수산과학회지
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• 제8권2호
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• pp.47-60
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• 1975

자원해석은 일반적으로 시계열적 견지에 입각하고 있으나, 본 연구에서는 단면적인 견지에서, 2년간의 자원변동을 극수적인 관계에서 파악하여 자원해석을 하였으며, 이것으로 각년의 가입량을 추정하는 방법 시도하였다. 이를 요약하면 다음과 같다. 1. 단일 population에 있어서 t 시기(년 또는 어기)와 t+1 시기와의 초기자원량(미수)의 관계는 $N_{0,\;t+1}=N_{0,\;t}(1-m_t)-C_t+R_{t+1}$ 단, $N_0$ : 초기자원량 (미수), C : 어획미수, R : 가입미수, m : 자연사망률 이다. 위의 식에서 다음의 관계가 성립된다. $\phi_{t+1}=\frac{(1-\varrho^{-z}{t+1})Z_t}{(1-\varrho^{-z}t)Z_{t+1}}-\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}\phi_t-a'\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}C_t+a'\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}R_{t+1}$ 단, $\phi$ : 밀도지수, M : 자연사망계수, Z : 감소계수, a' : 평균자원량에 대한 밀도지수 이 식에서 $\phi$ 및 $C_t$를 독립변수, $\phi_{t+1}$를 종속변수라해서 중회귀분석하여 $\phi_t$ 및 $C_t$ 의 각 계수를 구하고, 이 각 계수로서 저연사망계수 M, 단위노력당 어획계수 a'을 구하여 t+1연의 가입량추정치 $\hat{R}_{t+1}$를 구할 수 있다. 중회귀분석하는 데 있어서는 $R_{t+1}$이 거의, 같으며 $X_{t+1}$에 심한 차이가 없는 시기를 선정하여 취급할 수 있다. 2. 각 시기의 추정된 가입량은 가입량의 상대치로서 인정하는 것이 안전하다. 3. 밀도지수 대신으로 자원량지수를 사용하여도 같은 추정방법으로 가입량이 추정된다. 단, 어장면적을 고려해야 한다. 4. 변동관계를 미수로서 취급할 때는 이론적으로 가입량의 절대치를 구할 수 있으나, 중량으로 취급할 때는 이론적으로 가입량의 상대치를 구하게 된다. 그러나 어느 경우나 같은 추정방법이 적용된다. 5. 인도양의 bigeye tuna에 대하여 수전(1970)의 자료를 이용하여 본 추정방법에 적용시켜 보았다. 수전(1970)가 구한 M,q(단위노력당 어획계수)로서 계산된 각년의 가입량의 변화와 본연구에서 구한 각년의 가입량의 변화와는 극히 비례적이었다(Table 2, Fig.2). 6. 한국동안의 꽁치에 있어서 해황어황 주간예보 ($1964.3\~1974.8$ : 국립수산진흥원 포항지원)의 자료를 이용하여 어느 해의 춘하기의 밀도지수와 그해의 추동기의 밀도지수와의 관계에서 각년의 추기의 가입량을 추정하고 어느 해의 추동기의 밀도지수와 다음해의 춘하기의 밀도지수와의 관계에서 각년의 춘하기의 가입량을 추정하였다(Table4, Fig.5, Fig.7). 그 결과, 년금의 폭이 좁은 이 꽁치 군단에 있어서 각년의 밀도지수와 가입량이 상당히 비례적이었다.

• 한국수산과학회지
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• 제9권2호
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• pp.143-150
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• 1976

동일 년급군 체장에 관한 도수분포는 정규분포를 하는데, 어류자원의 감소계수를 z라 할 때 x 세 년급군의 미수가 $N_x=N_o\exp(-zx)$로 표시된다. 위의 두가지 사실에다 체장조성표를 이용하여 생잔율 $\varrho^{-z}$ 추정하는 방법을 연구한 결과를 요약하면 다음과 같다. 1. 연령, 분업에 관한 정밀조정표(표본)로부터 각년급군별 모체장평균, 모분산의 불편추정치($\bar{x},S^2$ 소표본일 때는 S^2 대신 $n/n-1{\cdot}S^2$를 구하였다. 2. 표본에서 구한 각 연금군별 모체장평균의 불편추정치$(\bar{x})$간의 경향선식과 각 년급군별 모분산($S^2$ 혹은 $n/n-1{\cdot}S^2$의 불편추정치간의 경향선식을 구하였다. 3. 각 경향선식에서 년급군별 모체장평균치와 모분산의 추정치$\hat{u},\hat{\sigma^2}$를 구하였다. 4. 각 년급군별로 모체장평균이 불편추정치$(\bar{x})$와 경향식에서 구한 모체장평균의 추정치$(\hat{u})$와의 차에 관한 유의성검정을 하고 또 각 년급군별로 모분산의 불편추정치($S^2$ 혹을 $n/n-1{\cdot}S^2$와 경향선식에서 구한 모분산의 추정치$\hat{\sigma}^2$와의 차에 관한 유의성검정을 하였다. 5. 유의성검정에서 두 종류 가운데 적어도 하나가 유의적이면 유의적인 년급군의 모체장평균(u)과 모분산$(\sigma^2)$을 모체장평균의 불편추정치$(\bar{x})$와 모분산의 불편추정치($S^2$ 혹은 $n/n-1{\cdot}S^2$로 한다. 2종의 검정이 유의적이 아닌 때는 해당하는 년급군의 모체장평균(u)과 모분산$\sigma^2$을 경향선식에서 구한 모체장평균의 추정치$\hat{u}$와 모분산의 추정치$(\hat\sigma^2)$로 하였다. 표본이 없는 년급군의 모체장평균(u)과 모분산$(\sigma^2)$도 역시 경향선식에서 구한 모체장평균 및 모분산의 추정치$\hat{u},\;\sigma^2$로 하였다. 6. 모체장평균(u)과 모분산$(\sigma^2)$이 추정되면 정규곡선면적표를 이용하여 년급군별로 각 체장계급에 해당하는 확률표를 만들었다. 7. 서로 이웃하는 체장계급의 비를 이용하여 생잔율 $\varrho^{-z}$ 값들을 구하였다. 8. $\varrho^{-z}$값들 중 이상적인 값은 유의적이면 기각하고 나머지 값으로 평균생잔율과 그 분산, 표준편차, 신뢰한계를 구하였다. 9. 향해 및 동지나해에 있어서 한국기선저인망에 어획된 참조기의 연령 및 체장에 관한 정밀조정표와 체장조직성표를 이용하여 년평균생잔율 $\varrho^{-z}$와 그 분산, 표준편차, 신뢰계수 $95\%$의 신뢰구분과 연평균 감소계수 Z를 구하였다.

• Journal of Biosystems Engineering
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• 제3권2호
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• pp.35-61
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• 1978

동력경운깅가 일반 경사지에서 견인주행하는 경우 견인주행성능과 주행특성을 구명하기 위하여 토양의 종류 및 상태는 일정하게 하고 지면의 기하학적 조건과 견인주행속도 및 견인하중을 변수로 하여 외부동력전달계의 시점인 좌우차륜과 토양간에 발생하는 차륜구동력 및 굴름정항과 Engine에서 구동륜까지 내부전달계를 통하여 전달된 동력의 이론치와 실험치와의 부합여부를 검정하고 부가적으로 동력경운기가 경사지기계화의 동력기로써의 가능성여부와 문제점을 찾으려한다.

• Journal of Biosystems Engineering
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• 제3권2호
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• pp.34-34
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• 1978

동력경운깅가 일반 경사지에서 견인주행하는 경우 견인주행성능과 주행특성을 구명하기 위하여 토양의 종류 및 상태는 일정하게 하고 지면의 기하학적 조건과 견인주행속도 및 견인하중을 변수로 하여 외부동력전달계의 시점인 좌우차륜과 토양간에 발생하는 차륜구동력 및 굴름정항과 Engine에서 구동륜까지 내부전달계를 통하여 전달된 동력의 이론치와 실험치와의 부합여부를 검정하고 부가적으로 동력경운기가 경사지기계화의 동력기로써의 가능성여부와 문제점을 찾으려한다.

• 한국수산과학회지
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• 제9권1호
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• pp.1-7
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• 1976

그물실의 강도가 매듭에서 감소하는 기구를 명백히 하기위해, 매듭에서의 그물실의 파단현상울 관찰하고 강도 감소에 영향을 끼치는 요소들을 조사하여 매듭의 강도를 나타내는 식을 유도하고, mono-filament, multi-filament, 및 spun 그물실로 구분된 11종류의 그물실에 대해 매듭의 강도를 측정하여 상기 식에 의한 계산치와 비교했다. 실험의 결과, 매듭이 파만을 일으키는 부분은 매듭의 첨단, 즉 매듭과 다리와의 경계이었으며, 강도감소의 원인은 이 첨단에 마찰력이 작용함으로 인해, 첨단에 위치한 섬유들이 자신에 걸리는 장력에 의해서 재분포하는데 마찰력만큼 저항을 받게 되기 때문이라고 간주되었다. 매듭의 강도 T는 $$T=\frac{T_0}{1+{\mu}\frac{s}{\rho}\varrho^{\mu\theta}$$ 로 표시되었고, 이 식에 의한 계산치는 실험치와 거의 일치했다. 단, $T_0$는 그물실의 항장력, $\mu$는 그물실간의 마찰계수, S는 매듭의 첨단과 그 첨단을 압축하는 그물실과의 접촉길이, $\rho$는 그 첨단을 압축하는 그물실의 곡률반경, $\theta$는 그 첨단을 압축하는 그물실이 반대편 첨단에서 다른 그물실과 마찰되는 각도이다.

• 한국수산과학회지
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• 제9권1호
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• pp.43-55
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• 1976

$1972\~1974$년 $5\~7$월에 여수근해산 소라 Turbo cornutus를 재료로 하여 산란유발자극, 수정율, 난발생 유생의 성장 생존율 및 발생초기유생이 적염분 농도등에 대하여 조사하였으며 그 결과를 요약하면 다음과 같다. 1. 산란유발 방법로 간출자극, 가온자극, 정자액첨가등의 방법을 매일번갈아 17회 실시한 결과 간출자극에서 2회 가온자극에서 1회의 방란 방정이 일어났고 이때의 수정율은 $83.8\~96.4\%$ 였다. 2. 수정난의 난경은 $0.182{\pm}0.0028mm$ 였고 난막경은 $0.245{\pm}0.0093mm$ 있다. 3. 초기유생의 발생과점은 수온 $20.6\~25.4^{\circ}C$ 범위에서 $11.05\~11.15$ 시간후에 부화하였고 $3.0\~3.5$일 후에 부착이 시작되어 5일후에 완료되었다. 4. 부착된 유생의 성장은 부화 10일후 각경 0.31mm, 59일후 1.15mm, 12일후 1.97mm, 90일후에는 $2.66\~3.15mm$, 150일후에는 각고 $5.24\~6.49mm$로 각각 성장 하였다. 5. 부착치패의 부화구 150시간의 사육에서 경과일수 (D)에 따른 각경(S) 및 각구경(A)의 성장관계식은 1972년 $S=0.33\varrho^{0.02070D}$ $$A=0.19\varrho^{0.02073}$$ 1973년 $S=0.32\varrho^{0.02282D}$ $A=0.16\varrho^{0.02596D}$의 지수곡선식으로 각각 표시되었다. 6. 부화후 150일까지의 직경(S)과 각구경(A)과의 상대성장식은 1972년 A=0.6478S-0.1575 1973년 A=0.5897S-0.0515의 회귀직선식으로 표시되었다. 7. veliger 유생의 부화 11일후의 착생율은 $0.020\~0.181\%$ 였으며 부착이후 150일 동안의 생잔율은 $7.4\~21.6\%$ 였다. 8. 수온 $21.0\~22.7^{\circ}C$에서 알과 부유유생의 발생 및 생잔에 적당한 염분농도의 범위는 $30\~35\%_{\circ}$ 였다.

• 한국수산과학회지
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• 제10권2호
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• pp.137-143
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• 1977

완전상태에 있는 자원에 있어서 감소계수를 Z, 완전가입연령을 $\alpha$라 할때 $\chi세 년급군의 미수는 $N\chi=N\alpha\;\exp\;{-z(\chi-\alpha)}$이므로 체장조성과 성장곡선식에서 감소 계수 z 및 생잔율 $\varrho^{-z}$를 추정하는 방법을 연구한결과를 요약하면 다음과 같다. 1. 최고연령을 b라 하고, a, b, z와 평균연령 $U\chi$와의 관계는 $$U\chi=\frac{a-b\;\exp\;(-z(b-a))}{1-\exp\;(-z(b-a))}+\frac{1}{z}....(1)$$ $$Z=\frac{1}{U\chi-\alpha....(2)$$ 이다. 2. 성장식을 사용하여 체장조성표의 각 체장계급치에 해당하는 연령을 추정하고 전계급에 걸친 평균연령을 계산하였다. 3. $U\chi$값을 $U\chi$, a, b, $\chi$의 관계식에 대입하여 감소계수 z 값을 구하고 이 zrkqtdf 사용하여 생잔율 $\varrho^{-z}$ 값을 구하였다. 4. 황해 및 동지나산 참조기의 감소계수, 생잔율 및 생잔율의 $95\%$ 신속구간을 계산한 결과는 0.82595, 0.43782, $0.43767\~0.43797$였다. 5. 같은 통계자료를 써서 다른 방법으로 계산한 생잔율 0.46089의 상대오차는 약 0.05이였다.