• 한국산림과학회지
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• 제77권4호
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• pp.429-444
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• 1988

편백(扁栢) (Chamaecyparis obtusa)은 1924년(年) 일본(日本)에서 도입(導入)된 후(後) 한국(韓國) 남부지방(南部地方)의 주요조림종(主要造林種)으로 식재(植栽)되고 있다. 그러나 현존(現存)하는 편백림(扁栢林)의 대부분(大部分) 유령림(幼令林)에 속(屬)하고 있으며 임목(林木)의 다각적(多角的) 용도(用途) 개발(開發)이라는 최근(最近)의 추세(趨勢) 고려(考慮)할 때, 합리적(合理的)인 경영관리(經營管理)에 필요(必要)한 종합적(綜合的)인 정보구명(情報究明)이 시급(時急)한 과제(課題)라고 할 수 있다. 이러한 관점(觀點)에서 전남(全南) 장성군(長成郡) 삼서면(三西面) 식재(植栽)된 23년생(年生) 편백림(扁栢林)을 대상(對象)으로 83본(本) 표본목(標本木)을 선정대목(選定代木)하여 각종(各種) 수간장성인자(樹幹長成因子)들을 측정(測定)한 후(後) 정준상관분석법(正準相關分析法), 주성분분석법(主成分分析法) 및 인자분석법(因子分析法)을 적용(適用)하여 성장(成長) 특성(特性), 성장인자간(成長因子間)의 관계(關係), 잠재적(潛在的) 및 종합적(綜合的) 정보구명(情報究明)을 위하여 조사분석(調査分析)한 결과(結果)를 요약(要約)하면, 간재적(幹材積)과 질적성장인자(質的成長因子)의 정준상관분석(正準相關分析)에서 정준상관계수(正準相關係數) $0.988^{**}$이며, 정준변량(定準變量) 계수(系數)에서 비대성장인자(肥大成長因子)에서는 흉고직경(胸高直徑), 상장성인자(上長成因子)에서는 수고(樹高)가 유력(有力)한 인자(因子)로 밝혀 졌으며, 흉고직경(胸高直徑)과 수고(樹高)를 1조(組)로 선형(線形) 종합(綜合)한 정준변량(正準變量)과 간재적간(幹材積間)의 상관(相關)을 분석(分析)한 결과(結果)는 간재적((幹材積)에 대한 영향력(影響力)은 흉고직경(胸高直徑)이 수고(樹高)에 비(比)하여 높았다. 12개(個)의 수간(樹幹) 제성장인자(諸成長因子)들에 대(對)한 주성분(主成分) 분석결과(分析結果)에서 설정(設定)된 유효목표(有效目標) 85.00%에 합당(合當)하도록 채택(採擇)된 제(第)1~(第)2 주성분(主成分)까지의 누적기여율(累積奇與率)은 88.16%이며, 제(第)1, 제(第)2 주성분(主成分)은 각각(各各) "크기인자(因子)", "형상인자(形狀因子)"로 해석(解釋)되었다. 유효주성분(有效主成分) 각변량(各變量)에 대한 기여율(奇與率)은 수관직경(樹冠直徑), 지하고(枝下高) 및 망고(望高)를 제외(除外)한 모든 변량(變量) 정보(情報)가 87.00% 이상(以上)을 설명(說明)해 주었다. 상관행렬(相觀行列) 대각선요소(對角線要素)를 SMC로 하여 얻어진 고유치(固有値) 의(衣)해서 공통인자(共通因子)를 2개(個)로 정하였으며 $f^*_1$은 수간(樹幹) 비대성장계(肥大成長系)의 $f^*_1$은 상장성장수(上長成長系)의 형질인자(形質因子)의 잠재적인자(潛在的因子)로 해석(解析)되었다. 각종성장인자(各種成長因子)의 내재현상(內在現像)은 지하고(枝下高), 수관직경(樹冠直徑)을 제외(除外)한 공통성(共通性)이 78.62~98.30%의 높은 설명력(說明力)을 가진다. 공시목(供試木) 83본(本)은 인자득점(因子得點)의 표준편차(標準偏差)(1)를 반경(半徑)으로 한 원내(員內)의 표준목(標準木)은 중간형(中間型)으로 그리고 제(第) 1, 2, 3, 4 상한별(象限別)의 수간형질분류(樹幹形質分類)는 각각(各各) 비대(肥大), 수고성장(樹高成長)의 총합형(總合型), 세장형(細長型) 왜소형(矮小型) 및 단비형(短肥型) 등(等)의 5개유형(個類型) 분류(分類)할 수 있다.

• 한국토양비료학회지
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• 제12권1호
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• pp.1-14
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• 1979

한국(韓國) 답토양(畓土壤) 92개(個) 지점(地点)을 선정조사(選定調査)하고, 채취(採取)된 시료(施料)로 입도(粒度), 산도(酸度), 전도도(電導度), 전질소(全窒素), 유기물(有機物), 양(陽)이온 치환용량(置換容量), 치환성염기(置換性鹽基), 전인산(全燐酸), 유효인산(有效燐酸), 유리산화물(遊離酸化物) 및 유효규소(有效珪素) 등등(等等)의 26개(個) 항목(項目)의 토양분석(土壤分析) 결과(結果)를 가지고 쌀 생산력(生産力)에 미치는 중요인자(重要因)子 중(中)의 하나인 비옥도(肥沃度)를 정량적(定量的)으로 평가(評價)하고, 이 비옥도(肥沃度) 평가(評價)에 근거(根據)하여 객관적(客觀的)인 비옥도(肥沃度) 분류(分類)를 실행(實行)코저 한 바 다음과 같은 결과(結果)를 얻을 수 있었다. (1) 상관분석(相關分析) 및 예비자료(豫備資料) 분석(分析)을 통(通)하여 사(砂),미사(徵砂)+점토(粘土), 산도(酸度), 양(陽)이온 치환용량(置換容量), 치환성(置換性) 석회(石灰)+고토(苦土), 유기물(有機物), 전질소(全窒素), 암모니아태(態) 질소(窒素), Bray-P,0.2 N HCl-P, 전도도(電導度), 0.2N HCl-K, 치환성(置換性)나트륨, 유리산화철(遊離 酸化鐵), 유리산화(遊離酸化) 망간 등(等) 토양(土壤) 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子) 추출(抽出)에 유용(有用)한 15개(個)의 변수(變數)가 얻어졌다. (2) 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子)를 추출(抽出)하기 위하여 주성분(主成分) 분석(分析)(principal component analysis)을 행(行)하였든 바 고유치(固有値)(eigen value)가 1.0이상(以上)이고 누적기여율(累積寄與率)(Cumullative %)이 약(約) 80%인 5개(個)의 주성분(主成分)이 얻어졌다. (3) 주성분(主成分) 분석결과(分析結果) 얻어진 5개(個)의 주성분(主成分)은 각(各) 특성간(特性間)의 분리(分離)가 불명확(不明確)하여 해석(解析)이 곤란(困難)한 점(点)이 있었으므로 인자분석(因子分析)(factor analysis)의 일종(一種)인 Varimax 방법(方法)을 적용(適用)한 결과(結果) 해석(解析)이 가능(可能)한 5개(個)의 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子) 즉 토성(土性)과 유효인산(有效燐酸), 유기물(有機物), 염분(鹽分), 염기(鹽基) 및 유리산화물(遊離酸化物) 상태(相態)를 나타내는 비옥도(肥沃度) 인자(因子)들이 추출(抽出)되었다. (4) 추출(抽出)된 비옥도(肥沃度) 인자평점계수행렬(因子評点係數行列)을 이용(利用)하여 각개체(各個體)에 대한 인자평점(因子評点)을 계산(計算)하여 수치분류(數値分類)(numerical taxonomy)를 행(行)한 결과(結果) 각각(各各) 특징(特徵)을 가진 7개(個)의 비옥도군(肥沃度群)으로 분류(分類)할 수 있었다. (5) 미분수(未分數)된 시료(試料)는 판별개수(判別關數)(discriminant function)법(法)에 의하여 7개군(個群) 중(中) 어느 한 군(群)으로 재분류(再分類)할 수 있었다.