• 한국안광학회지
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• 제7권2호
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• pp.181-187
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• 2002

수정체는 조절력의 변화에 의해서 곡률이 변화한다. 조절력은 탄성체인 수정체에 힘을 수직으로 주는 경우 정점 방향으로 길이가 늘어난다. 힘을 받는 수정체는 밀도 분포와 형태가 후면에 치우쳐있어, 후면 방향의 수평 힘 보다 전면 방향의 수평 힘이 더 크다. 그러므로 후면 방향 보다 전면 방향의 두께가 더 많아 늘어난다. 그러나 조절력이 일정 값 보다 커지기 시작하면 전면에서는 팽창률이 한계에 도달하다. 이 때 전면 방향의 수평 힘 보다 후면 방향의 수평 힘이 더 커지게 되어, 전면 방향 보다 후면 방향의 두께가 더 많아 늘어난다. 전면과 후면의 두께변화 차이는 조절력에 대해 2차 곡선(${\Delta}=B_1D+B_2D^2$)을 이룬다. 조절력에 따른 전면과 후면의 두께(${\Delta}t_a$, ${\Delta}t_p$) 차이 변화 곡선은 다음과 같이 표현된다. $${\Delta}t_a=t_a-t_{ao}=t_{max}+t_0{\exp}(-A/B)-t_{ao}$$ $${\Delta}t_p=t_p-t_{po}=t_{min}+t_0{\exp}(A/B)-t_{po}$$ 인간의 수정체에서 구한 각각의 Parameter값은 전면에서 $t_{min}=1.1.06$, $t_0=-0.33$, B=9.32, 후면에서 $t_{max}=1.97$, $t_0=0.10$ B=7.96 등을 얻었다. 조절력에 따른 수정체의 전면과 후면에서 정점 곡률 안정의 변화는 다음과 같다. $$R=R_0+R_1{\exp}(D/k)$$ 수정체에서 구한 각각의 Parameter 값은 전면에서 $R_{min}=5.55$, $R_1=6.87$, k=4.65, 후면에서 $R_{max}=-68.6$, $R_1=76.7$, k=308.5 등을 얻었다.

• 대한수학회보
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• 제53권5호
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• pp.1531-1548
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• 2016

Let C[0, t] denote the space of real-valued continuous functions on [0, t] and define a random vector $Z_n:C[0,t]{\rightarrow}\mathbb{R}^n$ by $Z_n(x)=(\int_{0}^{t_1}h(s)dx(s),{\ldots},\int_{0}^{t_n}h(s)dx(s))$, where 0 < $t_1$ < ${\cdots}$ < $ t_n=t$ is a partition of [0, t] and $h{\in}L_2[0,t]$ with $h{\neq}0$ a.e. Using a simple formula for a conditional expectation on C[0, t] with $Z_n$, we evaluate a generalized analytic conditional Wiener integral of the function $G_r(x)=F(x){\Psi}(\int_{0}^{t}v_1(s)dx(s),{\ldots},\int_{0}^{t}v_r(s)dx(s))$ for F in a Banach algebra and for ${\Psi}=f+{\phi}$ which need not be bounded or continuous, where $f{\in}L_p(\mathbb{R}^r)(1{\leq}p{\leq}{\infty})$, {$v_1,{\ldots},v_r$} is an orthonormal subset of $L_2[0,t]$ and ${\phi}$ is the Fourier transform of a measure of bounded variation over $\mathbb{R}^r$. Finally we establish various change of scale transformations for the generalized analytic conditional Wiener integrals of $G_r$ with the conditioning function $Z_n$.

• 한국축산시설환경학회지
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• 제14권2호
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• pp.81-90
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• 2008

본 연구는 유기사료 급여가 거세한우의 성장 및 도체 특성을 구명하고자 거세한우 30두에 대한 사양시험 결과는 다음과 같다. 1, 거세한우에 대한 유기 조사료 및 농후사료 급여 시 관행구에 비해 유기구의 발육성적은 유의적인 차이를 보이지 않았으나 사양시험 종료 체중이 유기구의 T1 및 T2의 581.5kg 및 573.3kg으로 관행 597.5kg에 비해 $2.7{\sim}4.1%$ 감소하였다. 2. 일당증체량에 있어서는 유기구인 T1 및 T2의 0.80 및 0.78kg에 비해 관행구는 0.83kg으로 통계적인 유의차는 인정되지 않았으나 대조구에 비해 일당증체량이 $3.6{\sim}6.0%$ 감소되었다. 3. 도체등급에 있어서 1등급이상 출현율은 관행구 T1이 50%이었고 유기구인 T2 및 T3이 각각 50% 및 70%이었다. 4. 등심부위에 대한 관능검사 결과 다즙성, 연도, 향미는 관행과 유기구간 차이를 보이지 않았다. 이상의 실험결과를 종합해 볼 때 유기건초 및 유기 옥수수사일리지 위주의 양질 조사료 사육과 볏짚 위주의 일반 관행사육 간에 성장 및 도체특성에서 유의적인 차이를 보이지 않았으나 양질 조사료를 급여한 유기구에서 근내지방도가 개선되는 경향을 보였다.

• 대한수학회보
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• 제57권3호
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• pp.709-737
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• 2020

Let R be a prime ring of characteristic different from 2. Suppose that F, G, H and T are generalized derivations of R. Let U be the Utumi quotient ring of R and C be the center of U, called the extended centroid of R and let f(x₁, …, x_n) be a non central multilinear polynomial over C. If F(f(r₁, …, r_n))G(f(r₁, …, r_n)) - f(r₁, …, r_n)T(f(r₁, …, r_n)) = H(f(r₁, …, r_n)²) for all r₁, …, r_n ∈ R, then we describe all possible forms of F, G, H and T.

• 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.

• 호남수학학술지
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• 제35권2호
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• pp.179-200
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• 2013

Let $C[0,t]$ denote the function space of all real-valued continuous paths on $[0,t]$. Define $X_n:C[0,t]{\rightarrow}\mathbb{R}^{n+1}$ by $Xn(x)=(x(t_0),x(t_1),{\cdots},x(t_n))$, where $0=t_0$ < $t_1$ < ${\cdots}$ < $t_n$ < $t$ is a partition of $[0,t]$. In the present paper, using a simple formula for the conditional expectation given the conditioning function $X_n$, we evaluate the $L_p(1{\leq}p{\leq}{\infty})$-analytic conditional Fourier-Feynman transform and the conditional convolution product of the cylinder functions which have the form $$f((v_1,x),{\cdots},(v_r,x))\;for\;x{\in}C[0,t]$$, where {$v_1,{\cdots},v_r$} is an orthonormal subset of $L_2[0,t]$ and $f{\in}L_p(\mathbb{R}^r)$. We then investigate several relationships between the conditional Fourier-Feynman transform and the conditional convolution product of the cylinder functions.

• 한국수학교육학회지시리즈B:순수및응용수학
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• 제2권2호
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• pp.173-181
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• 1995

Our objective is to investigate approximate controllability of a class of partial integrodifferential systems. This work continuous the investigations of [8]. As a model for this class one may take the equation $\frac{\partialy(t,\;\xi)}{\partialt}\;=\;\frac{\partial}{\partial\xi}(a(t,\;\xi\frac{\partialy(t,\;\xi)}{\partial\xi})\;+\;F(t,\;y(t\;-\;r,\;\xi),\;{{\int_0}^t}\;k(t,\;s,\;y(s\;-\;r,\;\xi))ds)\;+\;b(\xi)u(t),\;0\;\leq\;\xi\;\leq\;1,\;\leq\;t\;\leq\;T$ with initial-boundary conditions y(t,\;0)\;=\;y(t,\;1)\;=\;0,\;0\;\leq\;t\;\leq\;T,\;y(t,\;\xi)\;=\;\phi(t,\;\xi),\;0\;\leq\;1,\;-r\;\leq\;t\;\leq\;0$.(omitted)

• 대한수학회보
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• 제56권5호
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• pp.1297-1314
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• 2019

In this work, we investigate the following fractional boundary value problems $$\{_tD^{\alpha}_T({\mid}_0D^{\alpha}_t(u(t)){\mid}^{p-2}_0D^{\alpha}_tu(t))\\={\nabla}W(t,u(t))+{\lambda}g(t){\mid}u(t){\mid}^{q-2}u(t),\;t{\in}(0,T),\\u(0)=u(T)=0,$$ where ${\nabla}W(t,u)$ is the gradient of W(t, u) at u and $W{\in}C([0,T]{\times}{\mathbb{R}}^n,{\mathbb{R}})$ is homogeneous of degree r, ${\lambda}$ is a positive parameter, $g{\in}C([0,T])$, 1 < r < p < q and ${\frac{1}{p}}<{\alpha}<1$. Using the Fibering map and Nehari manifold, for some positive constant ${\lambda}_0$ such that $0<{\lambda}<{\lambda}_0$, we prove the existence of at least two non-trivial solutions

• Kyungpook Mathematical Journal
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• 제19권2호
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• pp.159-163
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• 1979

In this paper $T_0$-identification spaces are used to prove that the semi-$R_1$ separation axiom is not a generalization of the $R_1$ separation axiom and to determine conditions, which together with $R_1$, do and do not imply semi-$R_1$.

• Journal of Animal Science and Technology
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• 제47권5호
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• pp.745-758
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• 2005

본 연구는 한우 거세우 258두를 이용하여 배합사료 자유급여와 제한급여에 따른 증체량, 사료 섭취량, 혈중대사물질의 농도 및 혈액상에 대한 변화를 조사하기 위해 실시하였다. 시험구 배치는 전기간 배합사료 자유급여구(T1)와 생후 6-18개월령 배합사료 제한급여구(T2) 2처리로 하였으며, 배합사료의 제한급여 수준은 육성기에는 체중의 1.2-1.5% 그리고 비육전기에는 체중의 1.7-1.8% 수준으로 하였다. 생후 10-14개월령의 일당증체량은 T2구에 비해 T1구에서 많았으나(p<0.05), 20-24개월에는 T1구에 비해 T2구의 일당증체량이 많았다(p<0.05). 총 건물섭취량의 경우 생후 10, 12 및 16개월령에는 T1구에서, 22개월령에는 T2구에서 상대적으로 높은 결과(p<0.05)를 보였을 뿐 여타 월령에서는 차이가 없었다. 사료요구율은 20-30개월령까지 T1구에 비해 T2구에서 유의적으로 감소하였다(p<0.05). 생후 12, 14, 16 및 18개월령의 혈중 albumin 농도는 T1구에 비해 T2구에서 높았으나(p<0.05), 12-18개월령을 제외한 다른 월령에서는 처리간의 농도 차이는 없었다. 생후 14 및 16개월령의 혈중 triglyceride 농도는 T2구에 비해 T1구에서 높았으며(p<0.05), 8, 10, 16 및 22개월령의 혈중 IP 농도는 T1구에 비해 T2구에서 높았다(p<0.05). 생후 8-12개월령의 MCV와 MCH는 T1구에 비해 T2구에서 낮았으나(p<0.05), 10-12개월 MCHC는 T1구에 비해 T2구에서 높았다(p<0.05). 이상의 연구결과를 종합해 볼 때 육성기 배합사료 제한급여는 비육기 증체에 대한 부의 영향이 없고 비육후기 사료요구율도 감소시키기 때문에 육성기의 배합사료 제한급여가 바람직하다.