• 한국산림과학회지
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• 제75권1호
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• pp.1-18
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• 1986

본(本) 연구(硏究)는 굴참나무의 생장인자(生長因子) (흉고직경(胸高直徑), 수고(樹高), 흉고단면적(胸高斷面績) 및 간재적(幹材積))와 삼림환경(森林環境) 및 토양(土壤)의 이화학적(理化學的) 인자(因子)와의 관계(關係)를 분석(分析)하여 임지(林地)의 생산력(生産力)을 추정(推定)하고, 적지선정(適地選定) 기준(基準)을 설정(設定)하는데 그 목적(目的)이 있다. 이 때 고려(考慮)된 인자(因子)는 삼림환경인자(森林環境因子)로 령급(齡級) 외(外) 19개(個) 토양(土壤)의 이화학적(理化學的) 인자(因子)로 토양산도(土壤酸度) 외(外) 11개(個), 총(總) 32개(個) 인자(因子)이다. 경북(慶北)과 충북지방(忠北地方)에서 선정(選定)된 이들 생장인자(生長因子)와 삼림환경인자(森林環境因子)는 99개(個)의 표준지(標準地)를 대상(對象)으로 조사(調査)되었다. 여기에서 채택(採擇)된 인자(因子)는 이산변수(離散變數)와 연속변수(連續變數)이다. 각각의 인자(因子)를 3~4개(個)의 계급(階級)으로 분류(分類)하여, 총(總) 110개(個)의 계급(階級)으로 구분(區分)하였다. 그리고 각 계급(階級)을 별개(別個)의 독립변수(獨立變數)로 하였다. 즉 이는 의사변수(擬似變數)(dummy variable)로 하여 그의 값을 1 혹은 0으로 놓았다. 각 인자(因子)의 첫 계급(階級)은 통계학적(統計學的) 고려(考慮) 때문에 정규방정식(正規方程式)에서 제외(除外)시켰다. 먼저 4개(個)의 굴참나무 생장인자(生長因子)와 110개(個)의 계급(階級)과의 관계(關係)를 회귀분석(回歸分析)하였다. 다음으로 4개(個)의 생장인자(生長因子)와 32개(個)의 독립변수(獨立變數)간의 편상관계수(偏相關係數)를 계산(計算)하였다. 마지막으로 계급간(階級間)의 범위(範圍)를 구(求)하기 위하여 상대점수(相對點數)를 추정(推定)하였다. 이와 같이 통계분석(統計分析)한 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1) 임목생장인자(林木生長因子)와 삼림환경인자(森林環境因子)와의 관계(關係)를 분석(分析)한 결과(結果), 수고(樹高)를 종속변수(從屬變數)로 하는 것이 추정율(推定率)이 가장 높았다. 그러므로 생장인자(生長因子) 중(中) 수고(樹高)를 임지생산력(林地生産力)의 추정기준(推定基準)으로 하는 것이 효율적(効率的)이라 사료(思料)된다. 2) 입목지(立木地)의 생산력(生産力)은 전체(全體) 삼림환경인자(森林環境因子)에 의하여, 그리고 무입목지(無立木地)는 토양(土壤)의 이화학적(理化學的) 인자(因子)에 의하여 추정(推定)할 수 있다. 3) 전체(全體)의 임목생장인자(林木生長因子)에 공통(共通)으로 크게 관여(關與)하는 인자(因子)는 령급(齡級), 유효토탐(有効土探), 임목밀도(林木密度), 모암(母岩), 위도(緯度), 토양습도(土壤濕度) 등으로서, 이들 인자(因子)의 양부(良否)가 곧 적지적수(適地適樹)의 기준(基準)이 될 수 있다. 4) 임목생장(林木生長)에 대한 계급간(階級間)의 상대점수차(相對點數差)가 공통(共通)으로 큰 인자(因子)는 모암(母岩), 위도(緯度), 전질소함량(全窒素含量), 령급(齡級), 유효토탐(有効土探), 토양습도(土壤濕度), 유기질함량(有機質含量) 등으로서 이들 인자(因子)의 계급(階級)에 따라 적지적수(適地適樹)를 선정(選定)하여야 할 것으로 사료(思料)된다.

• 한국유통학회지:유통연구
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• 제16권3호
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• pp.1-32
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• 2011

본 논문의 주된 연구목적은 중국 가전유통시장에서 한국제품을 판매하는 현지 소매업체와 도매업체간의 갈등, 의존, 영향전략 및 성과간의 관계를 분석하고, 특히 '��시'(關係, guanxi)의 조절효과를 분석함으로써 중국에 진출하는 한국 가전기업들에게 효율적인 유통경로 관리방안을 제시하고자 하는 것이다. 제안한 연구모형과 가설들을 검증하기 위하여 중국 후베이성(湖北省), 후난성(湖南省), 쟝시성(江西省), 허난성(河南省) 등의 중남(中南)지역에서 한국 가전제품을 판매하는 소매상을 직접 방문하여 최종 97개의 판매업체 자료를 수집하였다. 구조방정식 모형과 조절 회귀분석을 통해 알아낸 분석 결과를 연구주제별로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 한국제품 현지판매업체가 지각하는 도매상과의 목표불일치는 기대대로 소매상의 갈등을 유의하게 높이었으나, 역할모호성은 갈등에 유의한 영향을 주지 못하였다. 둘째, 갈등나선형 이론과 일치하게 현지판매업체가 도매업체에 대해 의존성이 증대될수록 현지판매업체가 지각하는 갈등은 감소하는 것으로 나타났다. 셋째, 도매업체가 시행하는 정보교환, 권고 등의 비강압적 영향전략은 갈등을 조장하지 않으면서, 현지판매업체들의 거래만족 및 재무성과를 제고하는데 일익을 담당하였다. 반면에 도매업체가 사용하는 위협, 법적 호소 등의 강압적 영향전략은 갈등을 심각하게 높이면서도 성과에는 도움이 되지 못하였다. 넷째, 중국 가전산업의 도매상과 소매상간에 형성된 '��시'(關係, guanxi) 즉 관계의 질의 조절효과를 분석해보면, 먼저 상호신뢰, 몰입 등의 관계의 질은 비강압적 영향전략이 성과에 미치는 영향에 조절변수 역할을 하지 못해, 비강압적 영향전략과 관계 질은 서로 영향을 받지 않고 독립적으로 성과를 높이는데 사용될 수 있는 전략임을 알 수 있다. 반면에 관계의 질은 강압적 영향전략이 성과에 미치는 영향에 조절변수 역할을 하였다. 즉 관계의 질이 잘 형성되어 있다면 적대적 특성을 가진 강압적 영향전략이 사용되더라도 관계 질의 순기능 역할로 관계 질이 낮은 경우보다 소매상이 지각하는 성과를 높이는 것을 알 수 있다. 다섯째, 갈등의 경우도 관계의 질은 갈등이 성과에 미치는 영향에 조절변수 역할을 하였다. 관계의 질이 높게 형성되어 있다면, 갈등이 높은 상황이 발생하더라도 역기능은 줄어들어, 거래관계의 질이 높은 소매상은 갈등을 보다 긍정적으로 받아들여 시너지 효과를 창출함으로써 관계의 질이 낮은 소매상보다 성과를 높일 수 있음을 알 수 있다. 결론적으로, 중국 가전산업에서 거래 관계 질이 높게 형성되어 있다면 강압적 영향전략과 갈등이 성과에 미치는 역기능을 상쇄할 수 있어 상거래에서 '��시'(關係, guanxi)를 통한 거래관계의 질이 중요함을 확인하였다.

• 한국잠사곤충학회지
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• 제10권
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• pp.35-40
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• 1969

익춘상엽의 수확고를 예측하기 위하여 전년에 낙엽후의 상수에 대하여 수량과 상관관계가 높은 지조장(X$_1$), 절간수(X$_2$), 지조직경(X$_3$), 주당지수(X$_4$)의 4개 형질을 측정하여 이들 형질의 수량에 영향하는 가중치를 다중회귀방정식에 의하여 수량을 예측할 수 있도록 여러 가지 식을 유도하였다. 그 중 몇가지의 예를 들면 다음과 같다. 1. 지조장(X$_1$)과 절간수(X$_2$)를 측정하여 수량을 예측하기 위하여는 개량서반(V$_1$)에 있어서는Y$_1$v$_1$= -26.8939＋50.3950X$_1$＋1.1403X$_2$ 일지뢰(V$_2$)에 있어서는 $Y_1$v$_2$= -372.1091＋116.6371X$_1$＋0.1984X$_2$ 노상(V$_3$)에 있어서는 $Y_1$v$_3$= 149.8203＋90.5125X$_1$-0.9775X$_2$ 수원상 4호(V$_4$)에 있어서는 $Y_1$v$_4$= 108,1496＋59.4533X$_1$＋1.4965X$_2$ 의 식에 지조장(X$_1$)과 절간수(X$_2$)의 측정치를 대입하면 수량을 예측할 수 있다. 2. 지조장(X$_1$), 절간수(X$_2$), 지조직경(X$_3$)의 3개형질을 측정하여 수량을 예측하는데는 각품종별로 각각 $Y_{7}$v$_1$= -54.4411＋32.9869c1.1127X$_2$＋21.7600X$_3$ $Y_{7}$v$_2$= -494.1480-1.8756X$_1$＋0.9788X$_2$＋110.0039X$_3$ $Y_{7}$v$_3$= 143.2836＋29.1779X$_1$＋0.1644X$_2$＋48.4135X$_3$ $Y_{7}$v$_4$= 1243.2549＋1.9454X$_1$＋2.7118X$_2$-75.6669X$_3$ 3. 지조장(X$_1$), 절간수(X$_2$), 지조직경(X$_3$), 주당지수(X$_4$)의 4개 형질을 측정하여 수량을 예측하기 위하여는 각품종별로 각각 $Y_{11}$v$_1$=233.4780＋74.3713X$_1$＋1.2912X$_2$＋39.0420X$_3$-148.9300X$_4$ $Y_{11}$v$_2$=-317.0150＋15.l524X$_1$＋1.0861X$_2$＋156.7973X$_3$-148.3742X$_4$ $Y_{11}$v$_3$=178.7011＋29.8664X$_1$-0.2562X$_2$＋102.4632X$_3$-83.2693X$_4$ $Y_{11}$v$_4$= 264.0062＋47.7742X$_1$＋2.6996X$_2$＋92.8882X$_3$-192.3464X$_4$ 등의 식에 의하여 수량을 예측할 수 있다.

• 한국식품과학회지
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• 제27권3호
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• pp.428-438
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• 1995

Corn starch와 waxy corn starch를 사용하여 중간수분계의 수분함량으로 반죽을 제조하고 수분함량과 가열온도, 가열시간에 따른 전분 반죽의 호화양상을 밝혀 보고자 하였다. Corn starch와 waxy corn starch의 amylograph 호화 특성은 1% CMC를 첨가하여 측정한 호화개시 온도가 모두 약 $64^{\circ}C$로 나타났다. DSC특성은 corn starch호화 개시 온도가 $68.15^{\circ}C$, 최대호화온도가 $74.01^{\circ}C$, 호화종결 온도가 $85.65^{\circ}C$, 호화엔탈피는 3.2 cal/gram이었으며, waxy corn starch의 호화개시온도는 $68.24^{\circ}C$, 최대호화온도 $75.43^{\circ}C$, 호화종결온도 $93^{\circ}C$, 호화엔탈피는 4.2 cal/gram으로 나타났다. 수분함량$(X_1)\;36{\sim}52%)$, 가열온도$(X_2)\;60{\sim}100^{\circ}C$, 가열시간$(X_3)$ $0{\sim}2.0$분으로 가열시 corn starch와 waxy corn starch 반죽의 호화도(Y) 변화를 실험계획법으로 조사한 반응표면 회귀 방정식은 corn starch 반죽의 경우 $Y=28.659＋8.638\;X_1+15.675\;X_2+7.770\;X_3-1.620\;{X_1}^2+10.790\;X_1X_2-4.220\;{X_2}^2+0.510\;X_1X_3+1.980\;X_2X_3-6.850\;{X_3}^2$ $(R^2=0.9714)$ 이었고 waxy corn starch 반죽의 경우는 $Y=32.617+12.535\;X_1+20.470\;X_2+8.608\;X_3+4.093\;{X_1}^2+13.550\;X_1X_2-4.467\;{X_2}^2+1.560\;X_1X_3+2.160\;X_2X_3-9.527\;{X_3}^2$ $(R^2=0.9621)$이었다. 즉 수분함량과 가열온도, 가열시간이 증가할수록 반죽의 호화도는 모두 증가하는 경향을 나타내었고 같은 조건에서는 waxy corn starch가 corn starch 반죽보다 $10{\sim}20%$ 정도 더 호화되는 것을 알 수 있었다. Corn starch 와 waxy corn starch 반죽의 호화 속도를 보면 가열온도 $70^{\circ}C$와 $80^{\circ}C$에서는 가열시간 0.5분 이내에서 비교적 빠른 속도로 반죽이 호화되고 가열시간이 그 이상으로 증가할 때도 반죽의 호화가 약간은 진행되지만 $90^{\circ}C$ 이상의 가열온도에서는 가열시간 0.5분 이내에 반죽의 호화가 급속히 일어나고 가열 시간을 증가시켜도 더이상의 호화는 일어나지 않았다. 같은 조건에서는 waxy corn starch 반죽의 호화 속도가 corn starch보다 더 빠른 것으로 나타났다. 대표적으로 52% 수분함량에서 반응속도상수(k)와 가열온도(T)사이의 관계식은 corn starch의 경우 $logk=11.1140-4.1226{\times}10^3(1/T)$, waxy corn starch의 경우 $logk=10.1195-3.7090{\times}10^3(1/T)$이었다.