• 한국산림과학회지
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• 제68권1호
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• pp.46-51
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• 1985

우리나라에서 유용죽종(有用竹種)으로 취급(取扱)되고 있는 왕대의 몇가지 엽형질(葉形質)에 대(對)하여 지역(地域)과 죽림분간(竹林分間)에 따른 변이정도(變異程度)를 구명(究明)하여 다음과 같은 결과(結果)를 얻었다. 엽형질(葉形質)에 있어서 이리지역(裡里地域)의 변이계수(變異係數)가 다른 지역(地域)에 비(比)하여 크게 나타났으며 죽림분간(竹林分間)의 변이계수(變異係數)에 있어서도 큰 차이(差異)를 나타냈다. 또한 이리지역(裡里地域)을 제외(除外)한 다른 지역간(地或間)에 있어서 엽형질(葉形質)의 평균치(平均値)는 차이(差異)가 없었으나 지역내(地域內)의 죽림분간(竹林分間)에 있어서는 대부분이 유의차(有意差)가 인정(認定)되었다. 엽폭(葉幅)/엽신장(葉身長)의 형상비(形狀比) 출현율(出現率)에 있어서 경주(慶州), 울산지역(蔚山地域)은 다른 지역(地域)에 비(比)하여 다소(多少) 분리(分離)되는 경향(傾向)이었다. 이상(以上)의 결과(結果)에서 왕대의 엽형질(葉形質)은 지역간(地域間)보다 지역내(地域內)의 죽림분간(竹林分間)에 따라 변이폭(變異幅)이 크게 나타나고 있음을 알 수 있었다.

• 대한수학교육학회지:학교수학
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• 제14권4호
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• pp.495-516
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• 2012

본 연구에서는 통계적 변이성 사고 요소를 변이성 인식, 변이성 설명, 변이성 제어, 변이성 모델링, 표본의 이해, 표집분포의 이해로 구분하고, 이들 요소 사이의 관계를 조사한다. 연구결과 통계적 변이성 사고 요소를 변이성 인식, 변이성 설명, 변이성 제어, 변이성 모델링, 표본의 이해, 표집분포의 이해로 구분하는 것이 타당함을 확인하였다. 상관관계 분석결과 변이성 인식, 변이성 설명, 변이성 제어에 대한 변이성 모델링, 표본의 이해, 표집분포의 이해의 상관계수가 유사한 것으로 나타났는데, 이러한 사실을 바탕으로 표집의 이해를 변이성 모델링, 표본의 이해, 표집분포의 이해를 포괄하는 잠재변수로 설정할 수 있었다. 또한 변이성 인식과 변이성 제어는 표집의 이해에 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 변이성 설명은 표집의 이해에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

• Clinical and Experimental Reproductive Medicine
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• 제14권2호
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• pp.138-148
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• 1987

5${\alpha}$-dihydrotestosterone(DHT)과 testosterone(T)은 남성 생식기관의 주 생성 호르몬들로 그 구조가 매우 비슷하여 이들 각 개를 특이하게 측정(specific determination)하는 방법이 개발되지 않고 있다. 본 연구는 고속액체 크로마토그라피(HPLC)를 이용하여 이들을 분리한 후 섬광면역측 정법(Luminescence immunoassay, LIA)으로 정량하는 방법을 개발하여 이들의 응용 가능성을 검토하고져 하였다. DHT와 T의 retention time은 각각 10.3min, 17.6min이었다. DHT-LIA와 T-LIA에 서 다른 스테로이드들과의 교차반응도는 방사면역측정법(RIA)과 대동소이하였다. 정도관리(quality control) 시료의 intra-assay variation은 DHT-LIA가 8.7%, T-LIA가 6.0%의 변이계수를 나타내었고, inter-assay variation의 변이계수는 각각 12.0% 및 15.3%이었다. 실측치(y)와 기대치(x)간의 관계를 보면, DHT-LIA경우는 Y=0.94X+0.9(r=0.989), T-LIA는 Y=1.01X+0.06(r =0.988)로 두 측정치 사이에는 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 위의-측정방법을 이용하여 DHT-enanthate와 T-enanthate 처리후 혈청내 DHT 및 T의 농도변화를 조사한 실험결과 LIA와 RIA의 값사이에 유의한 차이가 없었다. 위의 결과로 보아 본 실험에서 개발된 DHT와 T의 섬광면역측정법은 정립되었다고 사려된다.

• Journal of the Korean Data and Information Science Society
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• 제23권1호
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• pp.25-37
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• 2012

두 평정자간 평가의 일치정도를 나타내는 합치도로 Cohen (1960)의 ${\pi}$, Scott (1955)의 H, 박미희와 박용규 (2007)의 등 많은 통계량이 제안되어왔다. 모의실험을 통하여 균형적 주변분포에서의 명목형과 순서형 합치도, 두 가지 역설이 발생하는 불균형 주변분포에서의 명목형 합치도들의 편의, 표준오차, 평균오차제곱 분산, 변이계수를 비교한 결과, 모든 경우에서 AC1과 H의 표준오차와 변이계수가 가장 작게 나타났다.

• 한국작물학회지
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• 제34권4호
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• pp.364-369
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• 1989

분얼하는 옥수수 교잡종 (IK//1R1/B68)의 잎이 분얼하지 않는 옥수수(진주옥)의 잎과 길이나, 폭 또는 면적에 있어서 차이가 있는지의 여부를 알기위해 주경 또는 분얼경의 지엽으로 부터 아래로 9개 잎을 수확기에 취하여 엽장, 엽폭, 엽면적을 측정하였다. 1. 개체당 주경의 평균 엽장은 IK형 (IK//IRI/B68)이나 진주옥이 거의 같았으나 평균 엽폭은 IK형이 진주옥보다 약 2cm 좁았다. 평균 엽면적 역시 IK형이 적었는데 그 이유는 엽폭이 좁았기 때문이었다. 2. IK형 옥수수에서 주경과 분엽경간의 잎특성(장, 폭. 면적)은 서로 비슷하였다. 3. IK형 옥수수는 착수절 바로 아래 절의 잎이 가장 길었고 착수절 바로 위의 잎이 가장 넓었다. 4. IK형 옥수수 잎의 절입별 병이계수를 비교한 결과 착수절을 포함한 착수절 근처 잎이 변이계수가 가장 낮았고, 착수절에서 멀리 떨어진 잎일수록 변이계수의 값이 컸다. 특히 정엽의 변이계수는 다른 잎들보다 훨씬 컸다. 이같은 경향은 주경과 분얼경의 잎이 모두 같았다. 5. 기존의 공식(장$\times$폭$\times$0.75)에 의해 추정한 엽면적보다는 직접 측정한 엽면적이 컸다. 따라서 IK형 옥수수의 엽장과 엽폭에 의한 엽면적 추정은 기존의 0.75 대신에 0.80을 이용하는 것이 보다 타당할 것으로 생각된다.

• 한국경제지리학회지
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• 제14권3호
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• pp.325-341
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• 2011

청주시는 1970년대부터 인구와 고용이 급성장하였다. 본 연구는 청주시의 산업별 고용변화를 조사하고 고용성장에 대한 변이 할당 분석을 시행하였다. 본 연구에서 사용한 자료는 주로 1985년, 2000년, 2005년의 인구 및 주택 총조사에서 얻은 청주시의 산업별 고용자료이다. 본 연구는 먼저 청주의 인구 변화와 산업구조를 설명하고, 그 다음은 변이할당모형의 발달을 검토하였다. 본 연구에서 얻은 청주의 산업별 입지계수와 특화계수의 변화를 통해서 도시산업구조의 다양화 추세를 알 수 있었다. 본 연구에 적용한 변이할당모형은 Arcelus의 모형을 수정하여 사용하였으며, 분석 결과를 통해서 산업 부문별 경쟁력을 파악할 수 있었다. 청주는 국가 전체와 비교하면 대체로 유리한 산업구조를 가지고 있다. 일부 서비스 부문을 제외한 모든 산업 부문에서 국가보다 빨리 성장하여 양(+)의 경쟁효과를 보였다. 변이할당분석에서 세분된 산업분류와 짧게 나누어진 분석기간을 사용하면 경쟁력 있는 산업을 더 정확하게 찾을 수 있다.

• 대한전자공학회논문지SD
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• 제38권9호
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• pp.624-633
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• 2001

회절격자 반주기 길이의 랜덤 변이가 QWS-DFB 레이저의 특성을 나타내는 척도인 xL 값에 미치는 영향을 알아보았다. QWS-DFB 레이저의 양 거울면은 무반사면으로 하였고, 회절격자 랜덤 변이는 평균이 0이고 분산이 1인 상관되어 있는 두 Gaussian 랜덤 변수로 나타내었다. 회절격자 반주기의 랜덤 변이가 있으면 동일 위상성분의 되먹임이 적어져 유효 xL 값이 감소하고 모드 간격이 줄어든다. 그런데, 회절격자 주기의 랜덤 변이가 있을 때 곁모드 간격에서 구한 결합계수 xL/sub SM/값과 주모드 거울면 손실에서 구한 xL/sub SM/는 일치하지 않으며, 랜덤 변이가 없을 때의 xL값보다 작다. 이 결과는 곁모드 간격 또는 spontaneous emission spectrum을 사용하여 측정한 xL/sub SM/ 값을 실제로 되먹임되는 정도를 나타내는 xL/sub eff/로 해석하여서는 안된다는 사실을 보여준다.

• 한국펄프종이공학회:학술대회논문집
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• 한국펄프종이공학회 2001년도 춘계학술발표논문집
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• pp.184-184
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• 2001

캘린더령은 지펼의 표면을 평활하게 하고, 두께를 감소시켜 균일하게 하는 역할을 한다. 그러나 이는 필연적으로 불투명도와 같은 광학적 성질과 인장강도 등의 강도적 성질 의 저하를 유발한다. 따라서 캘린더링 공정변수인 온도, 압력, 속도 등이 종이의 물성에 미 치는 영향을 정확하게 파악하는 것은 캘린더령에 따라 발생할 수 있는 물성 저하를 최소화 하기 위해 필수적으로 요청된다. 본 연구에서는 최근들어 저평량화에 대한 관심이 증가하면 서 그 중요성이 더해지고 있는 불투명도가 캘린더링에 따라 변화되는 양상을 분석하기 위해 서 화상분석 기법을 이용하여 종이의 두께방향 밀도 변이를 평가하고 밀도변이와 불투명도 와의 상관관계를 해석코자 하였다. 또 캘린더링에 따른 불투명도를 저하를 최소화시키기 위 한 캘린더링 조건을 모색하였다. 캘린더링에 의해 발생하는 종이의 두께 변형은 두께방향의 위치에 따라 다르게 나 타난다. 이러한 종이의 두께 방향으로 발생하는 밀도 변이와 이에 따른 불투명도 변화를 평 가하기 위하여 동일한 평량의 종이를 캘린더령 조건을 달리하여 두께방향 밀도변이가 다른 시편을 준비하고 두께 방향 단면을 SEM으로 촬영하였다. 이후 화상분석기를 통해 단면을 이치화하고, 각 픽셀의 흑백 값을 구해 CD방향으로 평균을 내어 두께 방향에 대한 밀도 변 이를 평가하였다. 그 결과 압력보다는 온도를 높여 캘린더링한 경우 종이의 두께 방향 밀도 경사가 커진다는 사실을 확인할 수 있었다. 이는 고온에 의해 표층이 고밀화되고 상대적으 로 내부가 별크해졌기 때문이다. 이러한 밀도 변이가 종이의 광학적 성질인 불투명도에 미 치는 영향을 구명하기 위해서 캘린더링 전후에 두께 및 불투명도를 측정하여 5% 유의수준 에서 회귀분석을 실시하였다. 밀도경사를 지닌 종이의 불투명도를 이론적으로 해석하기 위해 다층 모델을 가정하 고 각 층의 비광산란계수(5)와 비광흡수계수(k)를 달리 부여하고 Kubelka-Munk 이론을 근 거로 하여 이론적 불투명도를 계산하였다. 불투명도에 대한 분석를 통해 동일한 두께 변형 을 가지는 샘플에 대해서 압력보다는 온도를 증가시켜 두께를 감소시키는 캘린더링 처리가 불투명도의 저하를 최소화한다는 것을 확인하였다.

• 한국작물학회지
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• 제54권2호
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• pp.192-197
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• 2009

지구온난화 등에 따른 세계적 환경변화에 대응하고 정부의 친환경 농업육성 정책에 부응하는 정밀농업기술 중 GPS를 이용한 이앙과 동시 변량시비가 벼 생육 및 품질에 미치는 영향을 구명한 결과는 다음과 같다. 1. 시험전 후 토양 질소검정량에 대한 공간변이 정도를 나타내는 Nugget값은 관행 대비 변량시비 후 낮아졌고, 공간구조 강도를 나타내는 Q값은 두 처리 모두 없어 공간의 존성이 존재하지 않았다. 2. 분얼기부터 성숙기까지 초장, 경수, 수수 등의 생육량은 관행 대비 변량시비에서 증가되었고 생육 요인별 변이계수가 낮아 상대적으로 균일한 경향을 보였다. 3. 완전미 수량은 관행 450 kg 대비 변량시비에서 492 kg으로 유의성 있게 증가 되었고 변이계수는 현저히 낮아졌다. 4. 아밀로스, 단백질 함량, 백도 등 품질은 처리간 큰 차이가 없었으나 변이계수는 변량시비에서 낮아졌다. 5. 비료살포작업에 대한 투입노동력은 관행 11.8시간/ha 대비 변량시비에서 61%(7.2시간)가 절감 되었다.

• 한국산림과학회지
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• 제14권1호
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• pp.33-38
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• 1972

지리산산(智異山産) 참나무류(類)의 목섬유(木纖維) 변이(變移)를 알고져 신갈나무, 졸참나무 및 굴참나무 3수종(樹種)에 대(對)하여 수(髓)에서 부터 2년륜(年輪)씩 28년륜(年輪)까지 취(取)하여 그 변이(變移)를 조사(調査)한바 그 결과(結果)는 아래와 같다. 1. 목섬유장(木纖維長)의 범위(範圍)는 신갈나무는 $640{\sim}1,544{\mu}$(평균(平均) $1,142.3{\mu}$)이며 변이계수(變移係數)는 8~16%, 졸참나무는 $592{\sim}1,600{\mu}$(평균(平均) $1,179.6{\mu}$)이며 변이계수(變移係數)는 6~21%, 굴참나무는 $672{\sim}1,592{\mu}$ (평균(平均) $1,298.9{\mu}$)이며 변이계수(變異係數)는 2~15%으로 3 수종(樹種) 공(共)히 16년륜(年輪)까지 목섬유장(木纖維長)은 급격(急激)히 증가(增加)하고 이후(以後)는 약간의 변동(變動)이 있으나 거의 안정상태(安定狀態)를 유지 하였다. 2. 목섬유(木纖維) 폭(幅) 및 막후(膜厚)는 폭(幅)이 $7.6{\sim}10{\mu}$(평균(平均) $9.3{\mu}$)이였으며 막후(膜厚)는 $20{\sim}3.2{\mu}$(평균(平均) $2.6{\mu}$)으로 3수종(樹種) 공(共)히 연륜(年輪)이 증가(增加)함에 따라 서서히 증가(增加)하나 목섬유장(木纖維長)에 비(比)하면 극히 완만한 안정상태(安定狀態)의 변화(變化)를 보이고 있다. 3. 수종간(樹種間) 목섬유장(木纖維長) 차(差)를 알고져 유의성(有意性)을 검정(檢定)한바 유의차(有意差)가 없으므로 수종간(樹種間) 식별(識別)의 요인(要因)으로는 의의(意義)가 없다. 4. 지질(紙質)을 좌우(左右)하는 요소(要素) 즉(卽) 목섬유결합면적(木纖維結合面積), 룬켈 계수(係數) 및 유연계수(柔軟係數)를 산출(産出)한바 펄프재(材)로도 유용(有用)하다고 인정(認定)할 수 있겠다.