• Nuclear Medicine and Molecular Imaging
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• 제43권4호
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• pp.323-329
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• 2009

목적: 방사면역측정법 및 면역방사계수법은 매 실험마다 표준용액을 넣고 표준곡선에 대비하여 결과를 산출하는 batch assay가 일반화되어 있다. 비용과 시간에 대한 효율성을 증가 시키기 위해서는 선행 표준 곡선을 이용하여 검사를 진행하는 random assay의 적용이 요구된다. 방사면역측정법 및 면역방사계수법에서 자동분주기를 이용한 random assay적용 가능성을 평가 하기 위해 본 연구를 수행하였다. 대상 및 방법: Triiodothyronine (T3), free thyroxine (fT4), Prostate specific antigen (PSA), Carcinoembryonic antigen (CEA) 4가지 항목을 대상으로 하였으며 각 검사별 20명의 환자 검체를 이용하였다. 각 검사 항목별로 표준곡선을 얻기 위해 3시간 간격으로 4회 측정한 표준용액의 분당계수값(counter per minute, cpm)을 측정하였다. 이를 Friedman test를 이용하여 비교하여 검사시 마다 얻는 표준 곡선간의 차이를 평가하였다. 각 검사별 저, 중, 고농도의 대조 용액을 이용하여 5회 측정하고 이를 Friedman test를 이용하여 비교하여 측정 내 정밀도를 평가하였다. 각 검사별 저, 중, 고농도의 대조용액을 batch assay와 자동분주기를 이용한 random assay로 3시간 간격으로 각각 4회 측정하였다. 측정값을 바탕으로 평균, 표준 편차, 변이계수를 구하고 Wilcoxon test를 이용하여 비교하여 assay 방법에 따른 차이를 비교하였다. 두 assay간에 일치도(agreement)를 평가하기 위해 두 assay의 측정값 사이에 급내상관계수(Intraclass correlation coefficient, ICC)와 상관계수를 계산하였다. 결과: 모든 검사항목에서 표준 용액의 분당계수값은 측정 간에 통계적으로 유의한 차이가 없었다. T3, fT4, PSA, CEA 검사항목마다 측정한 저, 중, 고농도별 측정 내 변이계수는 T3(3.6%, 2.6%, 0.9%), fT4(4.5%, 1.1%. 1.3%), PSA(3.9%, 3.1%, 1.2%), CEA(5.0%, 4.8%, 7.6%)였다. 검사 항목별 측정방법에 따른 대조 용액을 이용한 표준 곡선의 측정 간 정밀도 평가에서 두 검사 방법간에 유의한 차이가 없었다. 각 검사항목별로 20명의 환자 검체에서 측정한 측정 간 변이계수(inter-assay precision)의 평균과 표준편차 값은 batch assay로 시행했을 때 각각 3.2$\pm$1.7%, 3.9$\pm$2.1%. 7.1$\pm$6.2%, 11.2$\pm$7.2%였고 random assay로 측정하였을 때는 2.7$\pm$1.7%, 4.8$\pm$3.1%, 3.6$\pm$4.8%, 7.4$\pm$6.2였다. Batch assay와 random assay는 서로 높은 일치도를 보였다. 측정한 급내상관계수(Intraclass correlation coefficient)는 T3, fT4, PSA, CEA 각각 0.9968, 0.9973. 0.9996, 0.9901였다. Batch assay로 측정한 값과 자등분주기를 이용한 random assay로 측정한 값 사이에 상관 계수(R$^2$)는 T3, fT4, PSA, CEA 각각 0.9924, 0.9974, 0.9994, 0.9989(p<0.005)로 모두 강한 상관관계를 보였다. 결론: T3, fT4, PSA, CEA 4가지 항목의 방사면역측정 법 (Radioimmunoassay)에서 기존의 batch assay와 자동분주기를 이용한 random assay간에 일치도와 상관성이 높았다. 결론적으로 자동분주기를 이용한 random assay를 방사면역측정법 및 면역방사계수법에 적절히 이용할 수 있을 것으로 생각된다.

• Tuberculosis and Respiratory Diseases
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• 제44권2호
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• pp.349-359
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• 1997

연구배경 : 급성호흡곤란증후군의 발병에 관여하는 내독소의 세포내 신호전달경로와 각경로의 역할은 아직 확실하지 않으나 몇몇 시험관실험에서 내독소가 염증세포내 protein kinase C (PKC) 경로를 활성화한다는 보고들이 있다. 따라서 저자들은 PKC를 미리 차단한 동물에 내독소를 투여하면 내독소에 의한 급성폐손상이 상당 부분 억제될 수 있을 것이라는 가능성을 예측하고 백서를 이용한 생체실험을 시행하였다. 방 법 : 체중이 165g에서 270g사이의 응성 Spa- rague-Dawley를 정상대조군 (normal control; NC-group), 매개물대조군 (vehicle control; VC-group), PMA유발폐손상군 (PMA군), 내독소유발폐손상군 (ETX군), staurosporine전처치-PMA군 (STP+PMA군), staurosporine 전처치-ETX군 (STP+ETX군)등 6군으로 분류하고, 정상대조군에서는 기관지내로의 어떠한 약물도 투여하지않고 기관지폐포세척 (bronchoalveolar lavage, BAL)을 시행하였으며, 매개물대조군에서는 DMSO 200ml를, PMA 및 ETX군에서는 각군에서 PMA (50mg/Kg)와 내독소 (7mg/Kg) 200ml를 각각 기도내로 직접 주입하였다. STP+PMA군 및 STP+ETX군에서는 기관지내로 PMA 또는 내독소를 투여하기 30분전에 STP 0.2mg/Kg를 체중당 1ml의 양으로 정주하였다. BAL은 EDTA 3mM을 혼합한 PBS 용액을 1회에 23ml/Kg의 양으로 three-way valve를 통해 주입하고 모두 6회 실시하였다. 처음 2회 세척액은 원심분리후 상층액 3ml로 단백질농도를 측정하였고 하층의 세포성분은 나머지 세척액과 혼합하여 총세포수와 세포백분율을 계산하였다. VC군에서는 기도내로 0.1% DMSO를 주입한 후 3시간 및 6시간에 BAL을 실시하였다. PMA 및 STP+PMA군에서는 PMA의 기관지주입후 3시간째에 BAL을 실시하였고 ETX 및 STP+ETX군에서는 ETX의 기관지주입후 6시간째에 BAL을 시행하였다. 결 과 : BALF내 단백질농도는 PMA군과 ETX군에서 매개물대조군에 비해 아주 높은 단백질농도를 보였다 (p<0.001). STP로 전처치하였을 경우, BALF내 단백질농도 감소율은 STP+PMA군에서 $64.8{\pm}8.5%$, STP+ETX군에서는 $30.4{\pm}2.5%$로 양군간에 의미있는 차이를 보였다 (p = 0.028). BAL내 총세포수는 PMA군에서는 매개물대조군과 차이가 없었으나 (p = 0.26), ETX군에서는 매개물대조군 (p = 0.003)과 PMA군 (p = 0.0027에 비해 매우 증가하였다. BAL내 총세포수는 STP로 전처치하여도 PMA군과 ETX군 모두에서 변화가 없었다 (p = 0.46). 각 세포구성분의 백분율과 수에서 PMA 및 ETX로 자극하였을 때 정상대조군에 비해 PMA 군, ETX군에서 호중구의 세포수는 증가하나 대식세포의 세포수는 증가가 없어, 상대적으로 호중구의 백분율은 증가하고 대식세포의 구성백분율은 감소하였는데 특허 ETX군에서의 호중구 백분율은 PMA의 경우 보다 17배나 높았다 (p < 0.001). STP로 전처치 한 경우, STP+PMA군과 PMA군 사이에서는 세포의 구성백분율은 차이가 없었으나, STP+ETX군에서는 (p =0.016) PMA와 ETX에 대한 STP의 처리 효과는 일치하지 않았다. PMA군과 ETX군에서 BALF내 단백질농도가 전체세포, 호중구 혹은 대식세포의 수 또는 구성백분율과 상관관계가 있는지 살펴보았으나, 어느세포도 BALF내 단백질농도와는 상관관계가 없었다. 결 론 : PKC 신호전달로를 차단함으로서 내독소에 의한 급성 폐손상의 정도가 부분적이지만 유의하게 감소되므로 PKC 신호전달로가 내독소의 염증성대사에 일부 관여하는 것으로 생각된다.

• Strategy21
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• 통권46호
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• pp.239-276
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• 2020

유엔 안전보장이사회(UNSC, United Nations Security Council) 주도의 경제제재는 초창기 '포괄적 경제제재(comprehensive sanctions)' 모델에서 '스마트 경제제재(smart sanctions)' 모델로 발전하고 있다. 유엔 안보리는 직접적인 무력개입(military intervention)보다 규범적 비용(normative costs)과 부담이 덜한 경제제재를 통해 대상 국가의 손익계산법(cost-benefit calculation)을 바꿔 행동변화를 이끌어내려고 했으나, '포괄적 경제제재'에 따른 비용 대부분이 일반 대중에게 전가되면서, 인도적 위기(humanitarian crisis) 사태를 초래하고, 대상 국가의 내부 결속력을 강화하는 역설적인 상황을 만들었다. 이에 따라 정책 결정 과정에 직접적으로 관여하는 지도자와 정치 엘리트를 대상으로 자산을 동결(asset freeze)하거나 여행금지(travel ban) 조치 등을 집중적으로 하는 '스마트 제재'가 탄생하였다. 대북한 경제제재 또한 '스마트 경제제재' 모델로 점차 발전하여 그 효과성을 나타내고 있다. 특히 최근의 결의안(resolutions)을 통해 석탄 수출을 전면 금지하고, 원유 수입을 제한함에 따라 지표상 가시적인 성과가 나타나고 있고, 2018년부터 한국, 미국과 평화협상에 나서면서 제재완화를 촉구하는 등, 위와 같은 '스마트' 대북제재가 북한의 행동변화를 이끌어내고 있음을 알 수 있다. 대북제재의 효과성은 북한의 대외무역규모(total trade volume) 변화량을 통해 측정할 수 있는데, '포괄적 경제제재'의 성격에 가까운 초기의 대북제재 결의안 채택 이후에는 북한 대외무역규모가 감소한 경우도 있지만 도리어 증대된 경우도 있었다. 그러나 석탄 수출 금지 및 원유 수입 제한 조치를 담은 2016, 2017년의 결의안 이후에는 북한 대외무역규모가 2016년 약 65억 달러에서 2017년 약 55억 달러로, 2018년에는 약 28억 달러로 대폭 감소한 사실을 발견할 수 있다. 북한의 대외무역은 정권의 자금줄과 같기 때문에 대외무역규모의 감소는 곧 '스마트 제재'의 효과와 같다. 대북경제제재의 효과성에 영향을 미치는 두 번째 조건은 중국의 대북제재 레짐(sanctions regime)에의 참여 여부다. 북한은 경제적으로 중국에 상당히 의존하고 있고, 이는 지표상으로도 명백히 나타나고 있다. 중국은 그 동안 북한의 지정학적인 가치 및 급변 사태 시 북-중 국경에서의 대규모 난민 발생 우려 등에 따라 직간접적으로 북한을 지지해왔지만, 북한 핵능력의 고도화에 따른 동북아시아 지역에서의 핵확산(nuclear proliferation) 우려, 미-중 무역분쟁에 따른 여파 등으로 대북제재 레짐에 성실히 참여할 것을 밝혔다. 실제로 중국의 대북한 석유 수출량이 감소하고, 북-중간 대외무역 총량 또한 2016년부터 지속적으로 감소하며, 대북경제제재에 중국의 참여가 제재 성공의 중요한 변수임을 증명했다. 효과적인 대북제재를 위한 마지막 요건은 북한의 경제제재 회피 노력 방지(prevention of North Korea's economic sanctions evasion efforts)다. 앞서 밝힌 바와 같이 석탄 수출과 원유 수입은 북한 정권의 자금줄이자 핵무력 고도화를 위한 필수 에너지원이다. 중국이 대북제재 레짐에의 참여를 선언한 상태에서 중국으로부터의 원유 수입량이 급감함에 따라 중동지역 등지로부터 바닷길을 통해 원유를 수입해야 하는데, 원유 수입량 제한에 따라 동중국해(East China Sea) 및 공해(high seas)상에서 선박 대 선박간 불법 환적(ship-to-ship illegal transshipment)을 실시하면서 대북제재를 무력화하고 있다. 유엔 대북제재위 산하 전문가 패널(Panel of Experts), 미 국무부(U.S. Department of State), 미 재무부 외부자산통제국(U.S. Department of the Treasury's Office of Foreign Assets Control, OFAC) 등은 보고서를 통해 북한의 해상 불법 환적 실태를 상세히 밝히고 있는데, 자동 선박 식별 장치(AIS, Automatic Identification System)의 허위 신호 송출(false signaling), 선박 등록 문서 위조(false certificate of registry)와 같은 방식으로 감시 및 단속을 회피하고 있는 실정이다. '스마트'한 대북제재 설계 및 중국의 참여로 대북제재가 북한의 행동 변화를 이끌어낼 수 있음이 확인되었지만, 국제사회의 눈을 피해 해상에서 만연하고 있는 불법 환적과 같은 행위는 효과적인 대북제재 실행의 마지막 퍼즐이라고 할 수 있다. 앞으로 해상에서의 불법 환적 행위를 막기 위해 다음 세 가지 정책적 함의를 도출해낼 수 있다. 첫 번째는 가장 강력한 조치라고 할 수 있는 해상봉쇄(maritime blockade)에 대한 고려다. 전세계 물동량의 40%가 지나가는 말라카 해협(Malacca Strait)은 북한에게도 중요한 해상 교통로이다. 북한이 계속해서 결의안을 위반하고 공해상에서 불법 환적 행위를 자행할 경우, 말라카 해협에서 북한과 연계된 의심 선박을 검문 검색하고 차단(interdiction)하여 강제적인 방식으로 북한의 제재 회피 노력을 근절할 수 있다. 남중국해(South China Sea)에서 중국과 미국 간, 중국과 주변국 간 갈등이 격화됨에 따라 다국적군의 말라카 해협 봉쇄는 중국에게 달갑지 않겠지만, 유엔 대북제재 결의안에 명시되어 있는 의심 선박에 대한 검문 검색 행위임을 명백히 함과 동시에 다자간의 협조를 바탕으로 하여 규범적 정당성(normative justification)을 높인다면 충분히 실현 가능한 방안이다. 두 번째는 공해상에서의 불법 해상 환적에 대한 감시 강화와 증거 수집이다. 마지막 세번째는 대한민국의 다국적 해상 감시 활동에의 참여다. 북한의 대북제재 이행 여부는 한국의 안보와 직결되는 사안이다. 대북제재의 최종 목표는 북한 비핵화에 있고, 협상 테이블에 북한을 이끌어내는 데 제재가 효과적이라는 것이 드러났기 때문에 핵 위협의 당사자인 대한민국 또한 효과적인 제재 이행 여부 감시에 책임감을 가져야 한다.

• 한국수산과학회지
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• 제14권2호
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• pp.47-58
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• 1981

1. 낙동강 하류수의 수질조성을 파악하기 위하여 1974년 3월에서 1980년 4월까지 물금지역의 측정치2,374개 및 남지에서 원동사이 지역 측정지 483개로부터 전기전도도에 대한 염화이온, 황산이온, 칼슘, 마그네슘, 나트륨, 칼륨, 주요무기이온 총양과의 상관관계 및 염화이온, 황산이온, 칼슘, 마그네슘, 나트륨, 칼륨의 각 성분양간의 상관관계를 계산했다. 2. 물금지역에서의 각 성분양의 전기전도도에 대한 관계는 대체로 1상이온은 반대수관계가 좋았고 2상이온은 양이대수관계가 좋았다. 이 때 최소자승법으로 처리한 전기전도도($\lambda_{25}$)에 대한 각 성분양(C)의 관계식은 다음과 같다. 염화이온 $log\;C(ppm)=2.37{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.733{\pm}0.141$, 황산이온 $log\;C(ppm)=1.12{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+2.14{\pm}0.18$,칼슘$log\;C(ppm)=0.615{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+1.67{\pm}0.12$, 마그네슘$log\;C(ppm)=0.756{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+1.27{\pm}0.11$,나트륨$log\;C(ppm)=2.82{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.551{\pm}0.133$,칼륨$log\;C(ppm)=1.33{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.136{\pm}0.095$, 주요무기 이온 총양 $C(ppm)=399{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)-0.9{\pm}14.6$. 3. 남지와 원동사이 지역에서도 각 성분양(C)의 전기전도도($\lambda_{25}$)에 대한 관계는 대체로 1상이온은 반대수관계가 좋았고 2상이온은 양이대수관계가 좋았으며, 이 때 최소자승법으로 처리에 인한 관계식은 다음과 같다. 염화이온 $log\;C(ppm)=4.27{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.380{\pm}0.138$, 황산이온$log\;C(ppm)=0.915{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+1.95{\pm}0.18$,칼슘 $log\;C(ppm)=0.756{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+1.74{\pm}0.12$, 마그네슘$log\;C(ppm)=1.00{\cdot}log\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+1.41{\pm}0.10$. 나트륨$log\;C(ppm)=2.47{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.614{\pm}0.065$, 칼륨$log\;C(ppm)=1.62{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+0.030{\pm}0.060$, 주요무기이온 총양 $C(ppm)=323{\cdot}\lambda_{25}(m{\mho}/cm)+11.7{\pm}9.3$. 4. 물금지역에서 각 성분양간에는 상관계수 $0.502\sim0.803$의 뚜렷한 관계가 있었으며 대체로 직선관계보다는 양이대수관계가 좋았다. 이 때의 최소자승법으로에 인한 각 성분양간의 관계식은 다음과 같다. $log\;Cl(ppm)=0.711{\cdot}log\;SO_4(ppm)+0.488{\pm}0.206$, $log\;Cl(ppm)=0.337{\cdot}log\;Ca(ppm)+0.822{\pm}0.130$, $log\;Cl(ppm)=0.605{\cdot}log\;Mg(ppm)-0.017{\pm}0.154$, $Cl(ppm)=0.676{\cdot}Na(ppm)+2.31{\pm}4.67$, $log\;Cl(ppm)=0.406{\cdot}log\;K(ppm)-0.092{\pm}0.112$, $log\;SO_4(ppm)=0.378{\cdot}log\;Ca(ppm)+0.721{\pm}0.125$, $log\;SO_4(ppm)=0.462{\cdot}log\;Mg(ppm)+0.107{\pm}0.118$, $log\;SO_4(ppm)=0.592{\cdot}log\;Na(ppm)+0.313{\pm}0.191$, $log\;SO_4(ppm)=0.308{\cdot}log\;K(ppm)-0.019{\pm}0.120$, $Ca(ppm)=0.262{\cdot}Mg(ppm)+0.74{\pm}1.71$. $log\;Ca(ppm)=1.10{\cdot}log\;Na(ppm)-0.243{\pm}0.239$, $Ca(ppm)=0.0737{\cdot}K(ppm)+1.26{\pm}0.73$, $log\;Mg(ppm)=0.0950{\cdot}Na(ppm)+0.587{\pm}0.159$, $log\;Mg(ppm)=0.0518{\cdot}K(ppm)+0.111{\pm}0.102$, $Na(ppm)=0.0771{\cdot}K(ppm)+1.49{\pm}0.59$. 5. 남지에서 원동사이 지역의 각 성분양간에는 칼슘의 염화이온에 대한 관계가 상관계수 0.189로 거의 관계가 없었으며 그 외는 대체로 상관계수$0.330\sim0.868$의 양이대수관계가 있었다. 이 때의 최소자승법으로 처리한 관계식은 다음과 같다. $log\;Cl(ppm)=0.312{\cdot}log\;SO_4(ppm)+0.907{\pm}0.210$, $log\;Cl(ppm)=0.458{\cdot}log\;Mg(ppm)+0.135{\pm}0.130$, $Cl(ppm)=0.484{\cdot}logNa(ppm)+0.507{\pm}0.081$, $Cl(ppm)=0.0476{\cdot}K(ppm)+1.41{\pm}0.34$, $log\;SO_4(ppm)=0.886{\cdot}log\;Ca(ppm)+0.046{\pm}0.050$, $log\;SO_4(ppm)=0.422{\cdot}log\;Mg(ppm)+0.139{\pm}0.161$, $log\;SO_4(ppm)=0.374{\cdot}log\;Na(ppm)+0.603{\pm}0.140$, $log\;SO_4(ppm)=0.245{\cdot}log\;K(ppm)+0.023{\pm}0.102$, $log\;Ca(ppm)=0.587{\cdot}log\;Mg(ppm)+0.003{\pm}0.088$, $log\;Ca(ppm)=0.892{\cdot}log\;Na(ppm)+0.028{\pm}0.109$, $log\;Ca(ppm)=0.294{\cdot}log\;K(ppm)-0.001{\pm}0.085$, $log\;Mg(ppm)=0.600{\cdot}log\;Na(ppm)+0.674{\pm}0.120$, $log\;Mg(ppm)=0.440{\cdot}log\;K(ppm)+0.038{\pm}0.081$, $log\;Na(ppm)=0.522{\cdot}log\;K(ppm)-0.260{\pm}0.072$.

• 지능정보연구
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• 제23권2호
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• pp.107-122
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• 2017

주식시장의 주가 수익률에 나타나는 변동성은 투자 위험의 척도로서 재무관리의 이론적 모형에서뿐만 아니라 포트폴리오 최적화, 증권의 가격 평가 및 위험관리 등 투자 실무 영역에서도 매우 중요한 역할을 하고 있다. 변동성은 주가 수익률이 평균을 중심으로 얼마나 큰 폭의 움직임을 보이는가를 판단하는 지표로서 보통 수익률의 표준편차로 측정한다. 관찰 가능한 표준편차는 과거의 주가 움직임에서 측정되는 역사적 변동성(historical volatility)이다. 역사적 변동성이 미래의 주가 수익률의 변동성을 예측하려면 변동성이 시간 불변적(time-invariant)이어야 한다. 그러나 대부분의 변동성 연구들은 변동성이 시간 가변적(time-variant)임을 보여주고 있다. 이에 따라 시간 가변적 변동성을 예측하기 위한 여러 계량 모형들이 제안되었다. Engle(1982)은 변동성의 시간 가변적 특성을 잘 반영하는 변동성 모형인 Autoregressive Conditional Heteroscedasticity(ARCH)를 제안하였으며, Bollerslev(1986) 등은 일반화된 ARCH(GARCH) 모형으로 발전시켰다. GARCH 모형의 실증 분석 연구들은 실제 증권 수익률에 나타나는 두터운 꼬리 분포 특성과 변동성의 군집현상(clustering)을 잘 설명하고 있다. 일반적으로 GARCH 모형의 모수는 가우스분포로부터 추출된 자료에서 최적의 성과를 보이는 로그우도함수에 대한 최우도추정법에 의하여 추정되고 있다. 그러나 1987년 소위 블랙먼데이 이후 주식 시장은 점점 더 복잡해지고 시장 변수들이 많은 잡음(noise)을 띠게 됨에 따라 변수의 분포에 대한 엄격한 가정을 요구하는 최우도추정법의 대안으로 인공지능모형에 대한 관심이 커지고 있다. 본 연구에서는 주식 시장의 주가 수익률에 나타나는 변동성의 예측 모형인 GARCH 모형의 모수추정방법으로 지능형 시스템인 Support Vector Regression 방법을 제안한다. SVR은 Vapnik에 의해 제안된 Support Vector Machines와 같은 원리를 회귀분석으로 확장한 모형으로서 Vapnik의 e-insensitive loss function을 이용하여 비선형 회귀식의 추정이 가능해졌다. SVM을 이용한 회귀식 SVR은 두터운 꼬리 분포를 보이는 주식시장의 변동성과 같은 관찰치에서도 우수한 추정 성능을 보인다. 2차 손실함수를 사용하는 기존의 최소자승법은 부최적해로서 추정 오차가 확대될 수 있다. Vapnik의 손실함수에서는 입실론 범위내의 예측 오차는 무시하고 큰 예측 오차만 손실로 처리하기 때문에 구조적 위험의 최소화를 추구하게 된다. 금융 시계열 자료를 분석한 많은 연구들은 SVR의 우수성을 보여주고 있다. 본 연구에서는 주가 변동성의 분석 대상으로서 KOSPI 200 주가지수를 사용한다. KOSPI 200 주가지수는 한국거래소에 상장된 우량주 중 거래가 활발하고 업종을 대표하는 200 종목으로 구성된 업종 대표주들의 포트폴리오이다. 분석 기간은 2010년부터 2015년까지의 6년 동안이며, 거래일의 일별 주가지수 종가 자료를 사용하였고 수익률 계산은 주가지수의 로그 차분값으로 정의하였다. KOSPI 200 주가지수의 일별 수익률 자료의 실증분석을 통해 기존의 Maximum Likelihood Estimation 방법과 본 논문이 제안하는 지능형 변동성 예측 모형의 예측성과를 비교하였다. 주가지수 수익률의 일별 자료 중 학습구간에서 대칭 GARCH 모형과 E-GARCH, GJR-GARCH와 같은 비대칭 GARCH 모형에 대하여 모수를 추정하고, 검증 구간 데이터에서 변동성 예측의 성과를 비교하였다. 전체 분석기간 1,487일 중 학습 기간은 1,187일, 검증 기간은 300일 이다. MLE 추정 방법의 실증분석 결과는 기존의 많은 연구들과 비슷한 결과를 보여주고 있다. 잔차의 분포는 정규분포보다는 Student t분포의 경우 더 우수한 모형 추정 성과를 보여주고 있어, 주가 수익률의 비정규성이 잘 반영되고 있다고 할 수 있다. MSE 기준으로, SVR 추정의 변동성 예측에서는 polynomial 커널함수를 제외하고 linear, radial 커널함수에서 MLE 보다 우수한 예측 성과를 보여주었다. DA 지표에서는 radial 커널함수를 사용한 SVR 기반의 지능형 GARCH 모형이 가장 우수한 변동성의 변화 방향에 대한 방향성 예측력을 보여주었다. 추정된 지능형 변동성 모형을 이용하여 예측된 주식 시장의 변동성 정보가 경제적 의미를 갖는지를 검토하기 위하여 지능형 변동성 거래 전략을 도출하였다. 지능형 변동성 거래 전략 IVTS의 진입규칙은 내일의 변동성이 증가할 것으로 예측되면 변동성을 매수하고 반대로 변동성의 감소가 예상되면 변동성을 매도하는 전략이다. 만약 변동성의 변화 방향이 전일과 동일하다면 기존의 변동성 매수/매도 포지션을 유지한다. 전체적으로 SVR 기반의 GARCH 모형의 투자 성과가 MLE 기반의 GARCH 모형의 투자 성과보다 높게 나타나고 있다. E-GARCH, GJR-GARCH 모형의 경우는 MLE 기반의 GARCH 모형을 이용한 IVTS 전략은 손실이 나지만 SVR 기반의 GARCH 모형을 이용한 IVTS 전략은 수익으로 나타나고 있다. SVR 커널함수에서는 선형 커널함수가 더 좋은 투자 성과를 보여주고 있다. 선형 커널함수의 경우 투자 수익률이 +526.4%를 기록하고 있다. SVR 기반의 GARCH 모형을 이용하는 IVTS 전략의 경우 승률도 51.88%부터 59.7% 사이로 높게 나타나고 있다. 옵션을 이용하는 변동성 매도전략은 방향성 거래전략과 달리 하락할 것으로 예측된 변동성의 예측 방향이 틀려 변동성이 소폭 상승하거나 변동성이 하락하지 않고 제자리에 있더라도 옵션의 시간가치 요인 때문에 전체적으로 수익이 실현될 수도 있다. 정확한 변동성의 예측은 자산의 가격 결정뿐만 아니라 실제 투자에서도 높은 수익률을 얻을 수 있기 때문에 다양한 형태의 인공신경망을 활용하여 더 나은 예측성과를 보이는 변동성 예측 모형을 개발한다면 주식시장의 투자자들에게 좋은 투자 정보를 제공하게 될 것이다.

• Journal of the Korean Wood Science and Technology
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• 제2권2호
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• pp.8-12
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• 1974

한국의 목재 인공 건조법을 개발하기 위하여 필자의 전직 대학인 전북대학교 전 김두헌 총장님, 동농대전 백남혁학장 및 동농대교수 제위의 각별한 협조를 얻어 1956년 고액을 지불하고 미국 More Dry Kiln Co.에서 최신의 목재 인공 건조 장치를 도입하여 전북 농대 임학과에 설치하게된 것이다. 그러나 이 건조 시설을 활용하는데는 많은 지장이 있었으므로 1959년 전기 More Dry Kiln의 온, 습도 조절장치만을 이용한 소형 Dry kiln을 제작하여 본 시험을 실시한 것이다. 공시수종은 소나무, 낙엽송, 은행나무, 전나무, 밤나무 및 감나무등이며, 공시목의 크기는 것이 60cm, 넓이 10cm 및 두께 15-35mm이다. 실험한 건조 조건은 건조 온도를 일정히 ($170^{\circ}F$)하고, 관계습도를 각종으로 변화할때 얻어지는 건조 속도를 측정하는 동시에 각 건조조건에 의하여 유발되는 건조결함을 조사하여 공시목의 초기 함수율과 건조 최경함수율 특히 shell의 함수율과의 비가 이들의 결함 형성 특히 표면경화(casehardening) 형성에 미치는 영향을 구명하였으며 또한 casehardening 계산식을 유도하였다. 1. 목재내부에 형성된 응력 즉 prong이 개주할 때의 응력은 prong이 서로 접합할 때의 응력을 100으로 하는 백분율에 의하여 다음식으로 표시할 수 있다. 단, 응력 측정에 사용한 prong은 그림 1과 같이 작성하여야 한다. $CH=\frac{(A-B') (4W+A) (4W-A)}{2A[(2W+(A-B')][2W-(A-B')]}{\times}100%$ 상식은 다음과 같은 간이식을 사용할 수 있다. $CH=\frac{A-B'}{A}{\times}200%$ 2. 일정 한 건조 조건하에 건조하여 항중에 달하고, 또한 normal casehardening을 형성하는 경우에 는, 그 sample board의 shell 의 함수율은 특히 얇은 sample board에 있어서 US Dep. Agr., Forest Products Laboratory에서 발표한 EMC 보다 낮다. 3. 본 실험에서 측정한 1시간당 목재 건조 표면적 $1cm^2$ 당 증발하는 증발량 즉 건조속도를 비교 검토한 결과 다음과 같은 순위로 되었으며, 비교 검토한 5수 종중 최대치를 유하는 은행나무 MC 20% 에 있어서 최저치를 표시한 밤나무의 3.8배가 된다. (표 1 참조) (1) 은행나무 (2) 감나무 (3) 소나무 (4) 낙엽송 (5) 밤나무 특히 함수율 26% 이하에 있어서 각 함수율에 대한 증발속도치는 다음과 같은 일차식으로 표시 할 수 있으며, 그 회귀계수 유의성 검정에 있어서의 T치는 다음과 같이 각각 고율의 유의성을 표시하였다. (표2 참조) 상기중 Y는 증발속도($g/cm^2hr$.), X는 함수율을 각각표시한다. 이들 회귀직선을 도시하면 그림 2와 같다. 4. 초기함수율과 건조 최종기에 있어서의 목재의 표층 함수율 즉 shell의 함수율과의 비(SR)가 casehar dening 형성에 미치는 영향은 다음과 같다. 어떤 SR 값에 관하여 그 SR 값 이하를 유하는 총개제수(N) 중 CH 제4급이 출현하는 수(D)의 확율 즉 N에 대한 D의 출현확율 P%는 표 3과 같다. (D의 출현확율 P%를 위험확율이라고 가칭한다.) 표 4에 있어서 종란의 1,2,3의 숫자는 각각 다음과 같은 사항을 표시한다. (1) CH 값 제 4급이 출현하지 아니 하는 안전한 최소 SF 값 (2) 위험을 30%를 허용하는 경우에 있어서의 SF 값의 한계 (3) CH 값 제 4급 이하가 발생하지 아니하는 위험율 100%의 값의 범위 상기한 실측 결과에 의하여 밤나무, 낙엽송등은 내부응력 형성이 용이한데 비하여 감나무, 소나무등은 내부응력 형성이 용이하지 아니하여, 특히 전나무, 은행나무등은 타수종과 동일한 건조조건에 있어서 reverse casehardening을 초래함에 비추워 타수종에 비하여 현저히 내부응력 특히 normal casehardening이 잘 형성되지 아니한다는 것을 알 수 있다. 5. casehardening을 제외한 각종의 drying defects는 long time loading에 있어서 그 내부응력이 ultimate stress를 초과할 때 나타나는 것인데 건조조건 온도 $170^{\circ}F$에 대하여 습도를 낮게하여도 그렇게 심하지 아니하나, 온도 $200^{\circ}CF$의 저습에 있어서 end coating을 하지 아니하는 경우에는 용이하게 발생한다. 특히 밤나무는 실험한 타수종에 비하여 casehardening 및 활열성 defects가 강한 것을 지적할 수 있다.

• Tuberculosis and Respiratory Diseases
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• 제44권3호
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• pp.479-492
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• 1997

연구배경 : Isoniazid(INH)와 Rifampicin(RFP)은 강력한 항결핵효과를 가지고 있어 결핵치료에 없어서는 안되는 중요한 약제이지만 우리나라에서는 미국흉부학회에서 추천하는 용량과 다른 용량을 흔히 처방하면서도 적절한 용량에 대한 평가는 미흡하여 결핵의 치료에 혼선을 초래하고 있는 실정이다. 이에 저자들은 정상 한국인에서의 INH, RFP 각각의 약물동력학을 먼저 알아보고, INH 300mg과 INH 400mg복용시, RFP 450mg과 600mg복용시 약통학(pharmacokinetics)적 변화를 비교 분석함으로써 한국인에서 INH, RFP 처방의 기초자료로 제공하고자 본 연구를 시행하였다. 방 법 : 정상인 자원자 22명을 12시간 이상 금식시킨 후 INH 300mg을 복용하게 한 다음, 시간경과에 따른 INH 혈중농도 및 INH 뇨배설량을 High-performance liquid chromatography(HPLC)를 이용하여 측정하였다. 2주후 동일인을 대상으로 INH 400mg을 복용시킨 다음 같은 방법으로 INH 혈중농도 및 뇨배설량을 측정하였다. 마찬가지 방법으로 자원자 20명을 대상으로 RFP 450mg과 600mg을 2주 간격으로 복용시킨 다음, 시간경과에 따른 RFP 혈중농도 및 뇨배설량을 측정하였다. 이 결과를 토대로 최고혈중농도(peak serum concentration, Cmax), 최고혈중농도 도달시간(time to reach to peak serum concentration, Tmax), 혈중반감기, 소실속도상수(elimination rate constank, Ke), 전신 클리어런스(total clearance, CLtot), 신 클리어런스(renalclearance, CLr) 및 신외 클리어런스(nonrenal clearance, CLnr)를 계산하여 비교하였으며, paired t-test로 p value < 0.05 일 경우 통계적으로 의미있는 차이가 있는 것으로 판정하였다. 결 과 : 1) INH 결과 ㄱ) Tmax는 INH 300mg군이 $1.05{\pm}0.34$시간, INH 400mg군이 $0.98{\pm}0.59$시간으로서 두 군간에 차이가 없었고(p > 0.05), 혈중반감기도 INH 300mg군이 $2.49{\pm}0.88$시간, INH 400mg 군이 $2.80{\pm}0.75$시간으로서 두 군간에 차이는 없었다(p>0.05). ㄴ) Cmax는 INH 300mg군이 $4.37{\pm}1.28mcg/mL$, INH 400mg군이 $7.14{\pm}1.95mcg/mL$로서 INH 400mg군에서 유의하게 높았지만(p < 0.01), Ke는 각각 $0.30{\pm}0.07hrs^{-1}$, $0.27{\pm}0.11hrs^{-1}$로서 차이가 없었다(p < 0.05). ㄷ) CLtot은 INH300mg군이 $26.76{\pm}11.80mL/hr$, INH 400mg군이 $21.09{\pm}8.31 mL/hr$로서, INH 400mg군에서 유의하게 낮았다(p < 0.01). 이중 CLr은 각각 $3.04{\pm}1.68mL/hr$, $2.91{\pm}0.77mL/hr$로서 두 군간에 차이가 없었으나(p>0.05), CLnr은 각각 $23.71{\pm}11.52mL/hr$, $18.18{\pm}8.36mL/hr$로서 INH 400mg군에서 유의하게 낮았다(p<0.01). 2) RFP결과 ㄱ) Tmax는 RFP 450m군이 $1.11{\pm}0.41$시간, RFP 600mg군이 $1.15{\pm}0.43$시간으로서 두 군간에 차이가 없었고(> 0.05), 혈중반감기도 RFP 450mg군이 $4.20{\pm}0.73$시간, RFP 600mg군이 $4.95{\pm}2.25$ 시간으로서, 두 군간에 유의한 차이는 없었다(p > 0.05). ㄴ) Cmax는 RFP 450mg군이 $10.12{\pm}2.25mcg/mL$, RFP 600mg군이 $13.61{\pm}3.43mcg/mL$로서 RFP 600mg군에서 유의하게 높았고(p < 0.01), Ke도 각각 $0.17{\pm}0.03hrs^{-1}$, $0.15{\pm}0.03hrs^{-1}$로서 RFP 600mg군에서 통계적으로 유의하게 낮았다(p < 0.01). ㄷ) CLtot은 RFP 450mg군이 $7.60{\pm}1.34mL/hr$, RFP 600mg군이 $7.05{\pm}1.20mL/hr$로서, RFP 600mg군에서 유의하게 낮았다(p < 0.05). 이중 CLr은 각각 $1.41{\pm}0.65mL/hr$, $1.69{\pm}0.61mL/hr$로서 두 군간에 차이가 없었으나(p>0.05), CLnr은 각각 $6.19{\pm}1.56mL/hr$, $5.36{\pm}1.26mL/hr$로서 RFP 600mg군에서 유의하게 낮았다(p < 0.01). 결 론 : 한국인에서는 INH는 300mg이, RFP은 450mg이 적절한 일일용량으로 생각되나 이는 향후 복합적으로 결핵약을 복용하는 실제 결핵환자를 대상으로 한 추시가 필요할 것으로 생각된다.

• 농업과학연구
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• 제4권2호
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• pp.344-390
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• 1977

본(本) 연구(硏究)는 계획기간내(計劃期間內)의 재적수확량(材積收穫量)을 최대화(最大化)하고 각분기(各分期)의 수확량(收穫量)과 수확면적(收穫面積)을 일정(一定) 범위(範圍)로 제약(制約)하여 계획기간내(計劃期間內)의 보속수확(保續收穫)을 도모(圖謀)하는 동시(同時)에 후계림(後繼林)의 법정영급배치(法正令級配置)가 유도(誘導)될 수 있는 적정수확안(適正收穫案)을 선형계획법(線型計劃法)에 의하여 선정(選定)하고, 제약량(制約量)의 변화(變化)가 총수확량(總收穫量) 및 분기별(分期別) 수확량(收穫量)과 수확면적(收穫面積)에 미치는 영향(影響)을 구명(究明)하는데 목적(目的)이 있다. 서울 대학교(大學校) 농과대학(農科大學) 부속연습림중(附屬演習林中) 개벌작업급(皆伐作業級)에 속하는 219개(個) 소반(小班)을 대상(對象)으로 하였으며, 이 삼림(森林)은 영급구성면(令級構成面)에서 볼 때 유영급(幼令級) 임분(林分)이 많다는 점(點)에서 전국(全國) 삼림(森林)을 대표(代表)한다고 할 수 있다. 본(本) 연구(硏究)에서는 한 분기년수(分期年數)를 5년(年), 계획기간(計劃期間)을 10분기(分期), 1영급(令級)을 5영개(令皆)로 하였으며, 벌채영급(伐採令級)의 범위(範圍)는 5~9영급(令級)이다. 한편, 후계림(後繼林)은 현실림(現實林)이 수확(收穫)되는 즉시 조림(造林)되고, 미립목지(未立木地)는 1분기내(分期內)에 조림(造林)되며 다음 벌기(伐期)까지 충분(充分)한 입목도(立木度)가 이루어지는 것으로 전제(前提)하였다. 소반(小班)을 벌구(伐區)로 하여, 각벌구(各伐區)가 계획기간내(計劃期間內)에 벌채(伐採)될 수 있는 모든 가능(可能)한 대체수확안(代替收穫案)을 그의 영급(令級)에 따라 작성(作成)하고, 여기에 현실림(現實林)과 후계림(後繼林)의 벌기예상수확량(伐期豫想收穫量)을 대입(代入)하여 각대체안(各代替案)의 계획(計劃) 기간내(期間內) 수확량(收穫量)($V_{i,\;k}$)을 산정(算定)하였다. 이때 각벌구(各伐區)의 벌기예상수확량(伐期豫想收穫量)은 기존(旣存) 임분수확표(林分收穫表)와 산림조사부(山林調査簿) 자료(資料)를 이용(利用)하는 범위내(範圍內)에서 추정(推定)하였으며, 각벌구(各伐區)에 소속(所屬)되는 대체수확안중(代替收穫案中)에서 $V_{i,\;k}$가 가장 큰 수확안(收穫案)을 적정수확안(適正收穫案)으로 선정(選定)하였다. 우선 제약조건(制約條件)이 없을 때의 적정수확안(適正收穫案)을 선정(選定)하여 분기별(分期別) 수확량(收穫量)과 수확면적(收穫面積), 총수확량(總收穫量)을 계산(計算)한 다음, 이를 기준(基準)으로 하여 분기별(分期別) 수확량(收穫量)의 상한(上限)($V_{j-max}$)과 하한(下限)($V_{j-min}$) 및 수확면적(收穫面積)의 상한(上限)($A_{j-max}$)과 하한(下限)($A_{j-min}$)을 결정(決定)하였다. 이러한 여러가지 제약조건하(制約條件下)의 적정수확안(適正收穫案)은 LP수확조절(收穫調節)모델을 유도(誘導)하여 선정(選定)하였으며, 제약조건(制約條件) 및 벌채영급범위(伐採令級範圍)의 변화(變化)가 총수확량(總收穫量)에 미치는 영향(影響)을 분석(分析)하고자 감응도분석(感應度分析)을 실시(實施)하였다. 본(本) 연구(硏究) 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1. 제약조건(制約條件) 없이 적정수확안(適正收穫案)을 선정(選定)한 결과(結果), 수확면적(收穫面積)이 분기별(分期別)로 큰 차이(差異)를 보였다. 즉, 총수확량(總收穫量)의 68.8%가 10분기(分期)에 편재(偏在)되어 있고 6~7분기(分期)에는 전(全)혀 수확량(收穫量)이 없으며, 분기별(分期別) 수확면적(收穫面積)도 이와 유사(類似)한 경향(傾向)을 보였다. 이와 같이 분기별(分期別) 수확량(收穫量) 및 수확면적(收穫面積)에 차이(差異)가 많은 것은 현실림(現實林)의 영급구성(令級構成)과 입목축적(立木蓄積)이 대단히 불규칙(不規則)하기 때문이다. 2. 수확량(收穫量)과 수확면적(收穫面積)의 분기별(分期別) 변동폭(變動幅)을 줄이면서 계획기간내(計劃期間內)의 재적수확량(材積收穫量)을 최대화(最大化)하고자, LP수확조절(收穫調節) 모델에 의하여 $A_{min}=150ha$ $A_{max}=400ha$, $V_{min}=5,000m^3$, $V_{max}=50,000m^3$일 때의 적정수확안(適正收穫案)을 선정(選定)한 결과(結果), 대체(大體)로 5분기(分期) 이후(以後)부터 보속수확(保續收穫)과 법정영급배치(法正令級配置)가 가능(可能)하게 되었다. 3. LP수확조절(收穫調節)모델에 간벌계획(間伐計劃)을 포함(包含)시켜 최적해(最適解)를 구(求)하면, 총수확량(總收穫量)이 증가(增加)함은 물론, 간벌계획(間伐計劃)을 포함(包含)시키지 않았을 경우(境遇)에 비하여 분기별(分期別) 보속수확(保續收穫)의 실현(實現)에 유리(有利)한 적정수확안(適正收穫案)을 선정(選定)해 주는 효과(效果)가 있다. 4. 보속수확(保續收穫)과 법정영급배치(法正令級配置)가 실현(實現)될 수 있는 시기(時期)는 제약량(制約量)의 강도(强度)가 높아짐에 따라서 빨라지며, 분기별(分期別) 수확량(收穫量)은 수확면적(收穫面積)에 비하여 제약량(制約量)의 변화(變化)에 따른 평준화(平準化) 경향(傾向)이 뚜렷하고, 분기별(分期別) 수확량(收穫量)의 평준화(平準化)가 이루어지면 분기별(分期別) 수확면적(收穫面積)은 이에 종속(從屬)되어 평준화(平準化)하는 경향(傾向)이 있다. 5. 제약조건(制約條件)의 강도(强度)가 높아짐에 따라 총수확량(總收穫量)은 점감적(漸減的)으로 감소(減少)하므로 빠른 시기(時期)에 엄정보속(嚴正保續)과 엄정영급배치(嚴正令級配置)를 의도(意圖)할 수록 총수확량(總收穫量)의 손실(損失)은 그만큼 더 증가(增加)한다. 6. 같은 계획기간(計劃期間) 및 제약조건하(制約條件下)에서의 총수확량(總收穫量)은 벌채영급(伐採令級)을 낮추고, 그 범위(範圍)를 넓힐수록 증가(增加)한다. 또한 벌채영급(伐採令級) 범위(範圍)의 상한(上限)을 고정(固定)하고, 그 하한(下限)을 1영급(令級)씩 높였을 때에 총수확량(總收穫量)이 감소(減少)되는 속도(速度)는, 그 범위(範圍)의 하한(下限)을 고정(固定)하고 상한(上限)을 1영급(令級)씩 낮추었을 때의 감소(減少) 속도(速度)보다 크다. 7. 본(本) 연구(硏究)에 제시(提示)된 LP수확조절(收穫調節)모델은 영급구성(令級構成)이 복잡(複雜)한 임분(林分)에 적용(適用) 가능(可能)하며, 간벌계획(間伐計劃)을 간단히 포함(包含)시킬 수 있고, 제약량(制約量)의 변화(變化)에 따른 총수확량(總收穫量)의 손실(損失)을 쉽게 계측(計測)할 수 있는 등 여러가지 장점(長點)이 있으므로, 우리나라의 현행(現行) 삼림수확조절법(森林收穫調節法)을 보완(補完)하기 위해서도 이 기법(技法)이 유효(有效)하게 이용(利用)될 수 있을 것으로 보인다.

• 한국산림과학회지
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• 제15권1호
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• pp.1-38
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• 1972

우리나라는 근래(近來) 고도경제성장(高度經濟成長)으로 인(因)하여 목재수요(木材需要)가 급증(急增)하고 있으나 국내생산재(國內生産材)가 공급율(供給率)은 수요량(需要量)의 20% 정도(程度)에 지나지 않아 많은 외재(外在)를 도입(導入)하고 있으므로 장래(將來)의 목재(木材) 수요공급(需要供給)의 균형(均衡)을 이룩하기 위하여 강력(强力)한 산림자원(山林資源) 조성사업(造成事業)의 추진(推進)이 요망(要望)된다. 산림자원(山林資源) 조성사업(造成事業)을 추진(推進)하는데 있어서 가장 중요(重要)한 것은 조림의욕(造林意慾)을 높이고 조림사업(造林事業)에 필요(必要)한 산업자본(産業資本)을 산림(山林)에 유치(誘致)하도록 하는 일인데, 이러한 역할(役割)을 할 수 있는 경제적시설(經濟的施設)의 하나가 산림보험제도(山林保險制度)의 실시(實施)인 것이다. 산림보험(山林保險)을 실시(實施)하면 산림재해(山林災害)가 보상(補償)되므로 자본가(資本家)는 안심(安心)하고 조림투자(造林投資)를 할 수 있을 뿐만 아니라 산림(山林)을 담보(擔保)로 한 금융(金融)의 길도 열리어 투자(投資)한 산림(山林)에 환금성(換金性)이 주어지므로 산업자본가(産業資本家)가 산림투자(山林投資)를 회피(回避)하지 않게 되어 산림자원(山林資源) 조성사업(造成事業)이 촉진(促進)될 수 있다. 이러한 관점(觀點)에서 외국(外國)에서는 19세기말(世紀末)부터 산림보험제도(山林保險制度)가 실시(實施)되기 시작(始作)하여 주요(主要) 임업선진국(林業先進國)에서는 모두 산림보험(山林保險)을 실시(實施)하고 있는 것이다. 산림보험(山林保險)을 실시(實施)하는데 있어서 가장 중요(重要)한 것은 장기간(長期間)에 걸친 산림재해(山林災害)의 통계자료(統計資料)를 정확(正確)히 조사(調査)하는 일과 그 나라의 여건(與件)에 맞는 산림보험제도(山林保險制度)를 창설(創設)하는 일이다. 과거(過去) 10년간(年間)(1961~1970)의 년평균(年平均) 산림재해상황(山林災害狀況)을 조사(調査)한 결과(結果)는 산림화재(山林火災)가 9,000여정보(餘町步), 곤충피해(昆蟲被害)가 570,000정보(町步), 병균피해(病菌被害)가 694정보(町步)로 나타났다. 특(特)히 그중 외국(外國)의 산림보험(山林保險)에서 재해보상(災害補償) 대상(對象)의 으뜸이 되고 있는 산림화재(山林火災) 피해상황(被害狀況)을 과거(過去) 18년간(年間)(1953~1970)에 걸쳐서 조사(調査)한 결과(結果)에 의하면 산화면적(山火面積) 위험율(危險率)이 $\frac{1.1853}{1,000}$였고 1960~1969년(年) 사이의 전국(全國) 산림화재면적(山林火災面積) 위험율(危險率)은 $\frac{1.3045}{1,000}$로서 유우럽에 비(比)하여 높았으나 일본(日本)에 비(比)하여 그리 높지 않았다. 또 과거(過去) 5년간(年間)(1966~1970)의 전국(全國)의 산화재적(山火材積) 위험율(危險率)은 $\frac{0.1991}{1,000}$로서 대단(大端)히 낮은데 이것은 우리나라 산림(山林)의 축적(蓄積)이 빈약(貧弱)한데서 온 결과(結果)였다. 이러한 산림재해상황(山林災害狀況)에 비추어 우리나라에서 산림보험(山林保險)을 실시(實施)하려면 어떠한 내용(內容)의 산림보험제도(山林保險制度)를 설립(設立)하는 것이 좋겠는가 하는 질문조사(質問調査)의 결과(結果)는 다음과 같았다. 1. 산림보험(山林保險)의 필요성(必要性) 산림보험(山林保險)은 산림담보(山林擔保)에 의(依)한 금융(金融)의 길을 열어주고(5.65%), 산림피해(山林被害)를 당(當)하였을 때 재조림비(再造林費)를 확보(確保)하게 하여(35.87%), 조림투자(造林投資)를 보증(保證)하는 수단(手段)(46.74%)으로 반드시 실시(實施)되어야 한다고 응답(應答)하였다. 2. 산림보험법(山林保險法) 산림(山林)의 특수성(特殊性)에 비추어 일반(一般) 손해보험(損害保險) 규정(規程)을 준용(準用)할 것이 아니라(8.35%), 산림보험(山林保險)을 위한 특별볍(特別法)을 제정(制定)하여야 한다고 응답(應答)하였다(88.26%). 3. 보험경영업체(保險經營業體)의 종류(種類) 일반(一般) 보험회사(保險會社)(17.42%)나 산림소유자(山林所有者) 상호조합(相互組合)(23.53%)에서 산림보험(山林保險)을 취급(取扱)할 수도 있겠으나, 산림보험(山林保險)의 특이성(特異性)에 비추어 국(國) 공영산림보험(公營山林保險)의 별도(別途)로 운영(運營)되어야 한다고 반응(反應)하였다(56.18%). 4. 보험사고(保險事故)의 종류(種類) 산림보험(山林保險) 사고(事故)를 산화(山火)에 국한(局限)시키거나(23.38%), 산화(山火) 및 기상해(氣象害)만을 포함(包含)시키면 된다는 의견(意見)도 있으나(14.32%), 산림보험(山林保險) 사고(事故)에 산화(山火), 기상해(氣象害), 병충해(病蟲害)까지 포함(包含)시켜야 한다는 의견(意見)이 가장 많았다(60.68%). 5. 보험사고(保險事故) 취급대상(取扱對象)의 종류(種類) 산림보험(山林보험) 취급대상(取扱對象) 수종(樹種)은 침엽수(針葉樹) 인공림(人工林)에 한정(限定)시키거나(13.47%), 침엽수(針葉樹)와 활엽수(濶葉樹)의 인공림(人工林)만을 포함(包含)시키기를 원(願)하는 반응자(反應者)도 있었으나(23.74%), 많은 반응자(反應者)가 수종(樹種), 임종(林種)(인공(人工), 천연(天然)) 구별(區別)없이 모두 포함(包含)시켜야 된다고 반응(反應)하였다(61.64%). 6. 보험사고(保險事故) 취급대상(取扱對象)의 범위(範圍) 산림보험(山林保險) 사고(事故) 취급대상(取扱對象) 범위(範圍)는 10년(年) 이하(以下)의 유령림(幼齡林)만 취급(取扱)하기를 원(願)하는 자(者)(15.23%), 20년(年) 이하(以下)의 임목(林木)만을 대상(對象)으로 하면 족(足)하다는 반응자(反應者)가 있었으나(32.95%), 많은 반응자(反應者)가 40년생(年生) 이하(以下)의 임목(林木)까지 포함(包含)하기를 바라고 있었다(46.37%). 7. 보험계약(保險契約) 기간(期間) 산림보험(山林保險) 계약기간(契約期間)은 1년(年) 단위(單位)가 좋다는 자(者)도 상당(相當)히 있었으나(31.74%), 과반수(過半數)가 5년(年) 단위(單位)로 계약(契約)하는 것을 바라고 있었다(58.68%). 8. 보험계약(保險契約)의 제한(制限) 5정보(町步) 미만(未滿)의 소면적(小面積)은 산림보험(山林保險) 대상(對象)에서 제외(除外)하고(20.78%), 단위(單位) 면적당(面積當) 일정(一定) 재적(材積) 또는 주수(株數)를 보유(保有)하고 있는 산림(山林)만을 계약대상(契約對象)으로 하는 것이 좋다고 반응(反應)하였다(63.77%). 9. 계약방법(契約方法) 산림보험(山林保險) 계약방법(契約方法)은 임의(任意)로 산림(山林)을 선택(選擇)하여 계약(契約)하기를 원(願)하는 자(者)(32.13%), 임의(任意)로 계약(契約)하되 소유산림(所有山林) 전체(全體)를 일괄(一括) 계약(契約)하도록 하는 방법(方法)을 택(擇)하여야 한다는 자(者)(33.48%), 특정임지(特定林地)(신식지(新植地), 보조조림지(補助造林地), 고가임지(高價林地))는 의무적(義務的)으로 계약(契約)하도록 하여야 한다는 반응자(反應者)(31.92%)로 나타나 비슷한 반응(反應)을 보였다. 10. 보험료율(保險料率) 산림보험(山林保險) 요율(料率)은 지역(地域)에 따르는 위험정도(危險程度)를 참작(參酌)하여 면적비례(面積比例)로 결정(決定)하여야 한다는 의견(意見)(31.59%)과 지역(地域) 위험율(危險率)을 참작(參酌)하여 보험가액(保險價額)에 따라 정(定)해야 한다는 의견(意見)이 있었으나(31.59%), 우리 나라에는 지역적(地域的) 위험율(危險率)에 큰 차이(差異)가 없을 것이므로 전국(全國) 일률적(一律的)인 보험료(保險料)를 보험가액(保險價額)에 따라 정(定)하기를 원(願)하는 경향(傾向)이 높았다(39.55%). 11. 보험료(保險料)의 납부(納付) 산림보험료(山林保險料)는 단기(短期)는 일시불(一時拂), 장기(長期)는 매년(每年) 납부(納付)하게 하는 의견(意見)도 있으나(13.80%), 단기(短期)는 고율(高率), 장기(長期)는 저율(低率)로 하되 단기(短期), 장기(長期)를 막론(莫論)하고 매년(每年) 납부(納付)하도록 하여야 한다고 반응(反應)하였다(86.71%). 12. 보험사무(保險事務) 취급기관(取扱機關) 산림보험(山林保險) 사무(事務)의 취급(取扱) 즉(即) 창구업무(窓口業務)의 취급(取扱)을 산림행정기관(山林行政機關)에 위탁(委託)하거나(18.75%), 일반(一般) 보험회사(保險會社)에 맡기기보다는(35.76%) 산림조합(山林組合)에 위탁(委託) 취급(取扱)하게 하고 보험료(保險料)의 일정율(一定率)을 환부(還付)해주는 것이 좋다고 반응(反應)하였다(44.22%). 13. 손해보상(損害補償)의 한도(限度) 산림보험(山林保險)의 손해보상(損害補償)은 유령림(幼齡林)이 피해(被害)를 입었을 때에는 재조림비(再造林費)를 한도(限度)로 하여 보상(補償)하는 것을 원칙(原則)으로 하고 성림(成林)의 경우(境遇)에는 손해액(損害額)의 80%정도(程度)를 한도(限度)로 하여 보상(補償)하기 보다는(29.70%) 실손(實損) 현재가액(現在價額)을 보상(補償)하거나(31.07%) 조림비(造林費)의 복리계산(複利計算) 합계액(合計額)을 보상(補償)하는 것을 바라고 있었다(36.99%). 14. 보험기금(保險基金)의 조성(造成) 산림보험(山林保險)의 기금조성(基金造成)은 손해(損害) 보상액(補償額)에서 일정액(一定額)을 공제(控除) 적립(積立)하여 조성(造成)하거나(15.65%), 임야세(林野稅)를 신설(新設)하여 기금(基金)을 확보(確保)하기 보다는(33.79%), 산림보험(山林保險) 무사고(無事故)로 인(因)한 잉여금(剩餘金)에서 일정액(一定額)씩을 적립(積立)하여 산림보험기금(山林保險基金)으로 하자는 의견(意見)에 많은 반응(反應)을 하였다(44.81%). 15. 산화(山火)의 원인(原因) 산림관계직(山林關係職)에 종사(從事)하고 있는 사람들의 과거(過去)의 경험(經驗)에 비추어 본 우리나라 산화(山火)의 주요원인(主要原因)은 실화(失火)(원인불명(原因不明), 32.39%), 담배불(28.89%), 화전(火田)(19.85%)에 의한 것으로 나타났는데 산림통계(山林統計)에 나타나 있는 산화(山火)의 주요원인(主要原因)과 일치(一致)하였다. 16. 산화경방(山火警防) 산림화재(山林火災) 경방조치(警防措置)로서 가장 중요(重要)하고 실효성(實効性)이 있으며 실천(實踐)할 수 있는 삼대대책(三大對策)으로는 (1) 방화선(防火線) 설치(設置)(23.84%), (2) 건조기(乾燥期)의 입산금지(入山禁止)(21.10%), (3) 메스콤에 의한 계몽교육(啓蒙敎育)(18.01%)이라고 반응(反應)하였다.