• 한국식품과학회지
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• 제28권3호
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• pp.411-416
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• 1996

초임계 유체를 이용하여 당근(Daucus carrota L.) 중의 ${\beta}-carotene$ (Y)을 추출하는 최적조건을 규명하기 위하여 추출압력(X_1$ 200-300bar), 온도($X_2,\;35-51^{\circ}C$) 및 시간($X_3$ 60-200min)을 선정하고 중심합성에 의한 실험계획을 설정하였다. 선정된 독립인자($X_1,\;X_2,\;X_3$)의 반응표면에 대한 영향을 분석하고 2차 다항 회귀모형식을$Y={\beta}_0+{\beta}_1X_1+{\beta}_2X_2+{\beta}_3X_3+{\beta}_11X_12+{\beta}_22X_3^2+{\beta}_-12X_1X_2+{\beta}_12X_1X_2+{\beta}_13X_1X_3+{\beta}_23X_2X_3$로 하여 linear, quadratic 및 interaction effects를 관찰하여 다음과 같은 결과를 얻었다. 1) ${\beta}-carotene$ 추출의 주요 인자는 압력, 시간, 온도의 순이었으며 이중, 중심점과 압력인자의 선형회귀 효과는 ${\alpha}(2)$가 0.001(99.9%) 수준에서 유의하였으며 그 회귀 계수는 다음과 같다. ${\beta}(0)\;5.83{\times}10^6,\;{\beta}(1)3.67{\times}10^6,\;{\beta}(2)\;1.24{\times}10^6,\;{\beta}(3)1.01{\times}10^6,\;{\beta}(11)\;-1.23{\times}10^6,\;{\beta}(22)-8.19{\times}10^5\;{\beta}(33)\;-9.79{\times}10^5,\;{\beta}(12)3.31{\times}10^5\;{\beta}(33)\;-9.79{\times}10^5,\;{\beta}(12)3.31{\times}10^5\;{\beta}(13)\;5.18{\times}10^5,\;{\beta}(23)9.08{\times}10^5$ 2) 회귀식에 대한 분산분석 결과, 분산비(Fo)가 8.44로 0.05 수준에서 모델에 의해 도출된 결과를 잘 성명할 수 있으며 그 정확도에 대한 결정계수($r^2$)는 0.938로 높았다. 또한 정상점에서 ${\beta}-carotene$의 반응표면을 정준분석한 결과 중속 변량인 ${\beta}-carotene$추출함량이 최대점임을 확인하였다. 3) 최적조건 즉, 압력은 350bar, 온도는 $51^{\circ}C$ 및 시간은 200min의 조건을 동시에 만족하는 관심영역에서의 ${\beta}-carotene$의 최대추출량은 생당근 100g당 10,611 ${\mu}g$으로 예측되었다.

• 한국식품영양과학회지
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• 제42권10호
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• pp.1618-1628
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• 2013

미국산 땅콩의 지용성 성분의 연구를 위해 일반 품종과 hioleic 품종이 가지는 지방산과 지용성 vitamin 중 하나인 tocopherol의 구성과 그에 대한 상관관계를 살펴보았다. 두 가지 품종에서 확연한 지방산 조성의 차이를 대표적 지방산인 palmitic acid, oleic acid, 그리고 linoleic acid를 중심으로 상관관계를 확인할 수 있었으며, 포화지방산과 ${\beta}$-T 반비례 관계를 통계적 접근을 통해 확인할 수 있었다. 또한 correlation을 통해서 ${\gamma}$-T와 ${\delta}$-T가 높은 비례관계를 가지는 것을 확인하였다. 다변량 분석을 위한 통계기법 중 대표적인 PCA를 통해서 땅콩의 지용성 성분에 대한 해석을 시도하였고, 그 결과 변수로 분류한 지방산과 tocopherol과의 관계를 loading plot을 통해서 확인하였고, score plot을 통해 개별 땅콩 품종들이 보이는 그룹간의 유의성과 차이를 확인할 수 있었다. 통계적 접근을 통해서 일반적인 분석 데이터에서 보여주는 정보 이외의 숨은 결과를 수학적 계산을 근거로 얻을 수 있다는 점에서 PCA를 이용한 통계적 접근법은 앞으로 여타의 땅콩품종이 가진 지용성 및 수용성 성분의 상관관계 및 품종간 그룹별 분류에 좀 더 체계적인 수단으로써 이용될 것으로 판단된다. 그리고 우수한 영양 및 기능성 성분을 가진 땅콩이 육종이라는 과정을 통해서 개량된 high-oleic 품종은 더욱 우수한 영양성분 및 식품으로서의 가공 안정성을 가지고 있어, 식품소재로서의 high-oleic 품종은 전통 품종보다 더욱 유리한 위치에 있다고 판단된다. 또한 연구에서는 선행 연구들에서 발견한 fatty acid와 tocopherol 함량의 유의적인(P<0.05) 상호관계가 나타나지는 않았으나 향후 땅콩을 포함한 식품소재의 성분 분석에 대한 연구 과정에서 잠재적으로 발생 가능한 영양 및 기능성 성분에 대한 상호관계를 탐색 연구하는 연구가 계속적으로 시도되어야 할 것이다.

• 한국산업보건학회지
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• 제11권3호
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• pp.190-197
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• 2001

Noise-induced hearing loss(NIHL) was the highest rate (43.5%~58.5% from 1996 to 1998) of positive findings through specific medical program in Korea. There were much more NIHL at workers of automobile manufacturing factories than other manufacturing factories. The specific aim of the present study was to determine the noise exposure of automobile press lines, according to their job titles, press line types(auto, semiauto), dosimeter parameters setting. There were a total 11 press lines sampled at a automobile manufacturing company. Among those press lines, 10 press lines were autolines with acoustic enclosure, one semiauto press line was no aucostic enclosure Noise exposure data were sampled for an work shift using noise dosimeter, which recorded both time-weighted average(TWA) and 1-min average. The mean OSHA TWA(Korea TWA with threshold 90) was $80.7dB(A){\pm}4.7dB(A)$ for leader, $82.8dB(A{\pm}4.5dB(A)$ for pallette man, $76.7dB(A){\pm}4.3dB(A)$ for press operators, $76.6dB(A){\pm}5.6dB(A)$ for crane operators, $77.1dB(A){\pm}2.8dB(A)$ for forklift drivers, whereas the mean NIOSH TWA was $88.9dB(A){\pm}1.7dB(A)$ for leader, $89.6dB(A){\pm}2.1dB(A)$ for pallette man, $86.7dB(A){\pm}1.8dB(A)$ for press operators, $88.5dB(A){\pm}2.0dB(A)$ for crane operators, $87.7dB(A){\pm}1.0dB(A)$ for forklift drivers. While L10 for NIOSH TWA samples was 84.8 dB(A) ~ 87.3 dB(A), L10 for OSHA TWA samples was 69.5 dB(A) ~ 77.4 dB(A). L10 means that the TWA for 90% of the samples exceeded L10. Among OSHA TWA(Korea TWA with threshold 90) samples for pallette man, 7.7 % exceeded 90 dB(A), the OSHA permissible exposure level, but OSHA TWA samples for the other job titles didn't. Among NIOSH TWA samples, the samples over 85 dB(A), the NIOSH recommended exposure limit, was 100% (leaders), 83.3 %(operators), 97.4%(palletteman), 100%(forklift drivers), 91.7 %(crane operator). The results of One-way random effects analysis of variance models shows that the difference between job titles was significant by OSHA TWA(p<0.05), but not significant by NIOSH TWA(p>0.05). NIOSH TWA samples were significantly higher than OSHA TWA samples(P<0.05). Regression analysis was used to obtain relationships between OSHA TWA samples and NIOSH TWA samples. In this case the coefficient of determination = 0.90, which shows the high degree association between two methods. Regression equation, NIOSH TWA = 0.552 * OSHA TWA + 42.13 dB(A), shows that if OSHA TWA is known, NIOSH TWA can be predicted by the equation. The mean TWA difference between threshold 80 dBA and 90 dBA was significant(p<0.01). While the TWA noise exposures were 7.7% above the Korea(OSHA) PEL, they were more than 83.3% over NIOSH REL. Automobile workers were exposed to noise level that could be potentially damaging to their hearing. It found that there is approximately 25% excess risk of hearing loss even if a worker is protected to the PEL in according to NIOSH study.

• 한국산림과학회지
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• 제32권1호
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• pp.36-63
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• 1976

1974년(年) 천연(天然)소나무집단(集團)에 대한 유전적변이(遺傳的變異)를 분석(分析)하고져 먼저 경북(慶北) 청송군(靑松郡) 소재(所在) 주왕산(周王山)소나무림(林), 충남(忠南) 서산군(瑞山郡) 소재(所在) 안면도(安眠島) 소나무림(林), 그리고 강원도(江原道) 평창군(平昌郡) 소재(所在) 소나무림(林)을 대상(對象)으로하여 각(各) 집단(集團)에서 되도록 소면적(小面積)의 범위내(範圍內)에 서있는 소나무 개체(個體)를 각(各) 20주(株)씩 총 60주(株)를 택(擇)하여 그 모수(母樹)에 대한 형태학적(形態學的) 특성(特性)등을 조사측정(調査測定)하고 집단간(集團間)에 보이는 차이(差異) 그리고 한 집단내(集團內)에 있는 각개체수목(各個體樹木)의 형질(形質)을 조사보고(調査報告)한바 있다(제일보고문(第一報論文). 1974년(年) 가을에 가계별(家系別)로 종자(種字)을 채취(採取)하여서 가계별(家系別) 및 산지별(産地別)의 차이(差異)를 분석(分析)하고 동시(同時)에 그 종자(種字)를 파종하여서 1-0묘(苗) 및 1-1묘(苗)를 대상(對象)으로 생장인자(生長因子)에 대한 측정(測定)을 하고 그 유전력(遺傳力)을 계산(計算)해 보았다. 그밖에 엽록소함량(葉綠素含量) 또는 monoterpene등의 함량(含量)의 차이(差異)를 분석(分析)해 보았다. 종자(種字)의 형태학적(形態學的) 특성(特性)에 있어서는 집단간(集團間) 또 가계간(家系間)에 유의차(有意差)를 보이지 않는 것도 있었으나 대체(大體)로 유의차(有意差)가 인정(認定)되었다. 그리고 각형질간(各形質間)의 상관(相關)을 보았는데 구과폭(毬果幅)과 종자익(種字翼)의 폭(幅), 구과장(毬果長)과 종자익(種字翼)의 길이간(間), 그리고 구과(毬果) 생중량(生重量)과 종자중량간(種字重量間)에는 정(正)의 상관(相關)이 보였다. 묘고(苗高)와 근원경(根元徑)의 성장(成長)에 있어서는 가계간(家系間) 그리고 집단간(集團間)에 차이(差異)가 인정되었다. 묘고(苗高)의 유전력(遺傳力)은 집단(集團)의 평균치(平均値)를 가지고 분석(分析)하였다. 즉 집단(集團)에 관계(關係)되는 분산(分散)을 유전분산(遺傳分散)으로 보고서 유전력(遺傳力)을 계산(計算)해 보았는데 1-0묘(苗)의 묘고(苗高)에서는 0.29, 1-1묘(苗)에서는 0.14가 그리고 근원경(根元徑)에 있어서는 1-0묘(苗)는 0.15, 1-1묘(苗)에서는 0.06이였다. 기공열수(氣孔列數)에 있어서는 집단간차이(集團間差異)가 있었으나 거치밀도(鋸齒密度)에는 차이(差異)가 없었다. 침엽(針葉)의 특성(特性)에 관(關)해서는 모수(母樹)와 차대간(次代間)에 상관(相關)이 없었다. 엽록소함량(葉綠素含量)은 집단간차이(集團間差異)는 보였으나 가계간차이(家系間差異)는 없었다. monoterpene의 성분(成分)에 있어서는 myrcene과 ${\beta}$-phellandrene의 함량(含量)으로 집단차(集團差)를 볼 수 있었다.

• 한국산림과학회지
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• 제83권2호
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• pp.175-190
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• 1994

산지사면붕괴(山地斜面崩壞)에 의(依)한 피해(被害)를 예방(豫防) 또는 극소화(極小化)하기 위(爲)하여 산사태(山沙汰)가 자주 발생(發生)하는 지역(地域)을 중심(中心)으로 각(各) 조사(調査) 단위사면(單位斜面)에 대(對)하여 산지사면붕괴(山地斜面崩壞)에 영향(影響)하리라고 예상(豫想)되는 12개(個) 환경요인(環境要因)을 현지조사(現地調査)하고 붕괴(崩壞)와 환경인자(環境因子)와의 관계(關係)를 수량화(數量化) 이론(理論)에 의(依)한 방법(方法)으로 분석(分析)하여 산사태발생(山沙汰發生)의 위험도(危險度)를 평가(評價)할 수 있는 예측(豫測)모델을 도출(導出)하였으며, 또한 이를 기초(基礎)로 하여 위험도(危險度)를 각(各) 급별(級別)로 구분(區分)하고 예지(豫知)모델을 검토(檢討)하였던 바 그 결과(結果)을 요약(要約)하면 다음과 같다. 산지붕괴발생면적(山地崩壞發生面積)에 영향(影響)을 주는 인자(因子)는 강우(降雨), 령급(齡級), 표고(標高), 토성(土性), 경사(傾斜), 사면위치(斜面位置), 임상(林相), 곡차수(谷次數), 종단사면형(縱斷斜面形), 모암(母岩), 토심(土深), 방위(方位)의 순(順)이었으며, 편상관계수(偏相關係數)에 의(依)한 인자(因子)는 령급(令級), 강우(降雨), 토성(土性), 모암(母岩), 경사(傾斜), 사면위치(斜面位置), 표고(標高), 종단사면형(縱斷斜面形), 곡차수(谷次數), 임상(林相), 토심(土深), 방위(方位)의 순(順)으로 나타났다. 또한 산지붕괴발생빈도(山地崩壞發生頻度)에 의(依)한 인자(因子)의 순위(順位)는 령급(令級), 표고(標高), 토성(土性), 경사도(傾斜度), 식생(植生), 강우(降雨), 종단사면(縱斷斜面), 곡차수(谷次數), 모암(母岩), 토심(土深)이었으며 사면위치(斜面位置) 및 방위(方位)는 기여도(寄與度)가 낮게 나타났다. 산지사면붕괴위험(山地斜面崩壞危險) 예지(豫知)를 위(爲)하여 붕괴발생면적(崩壞發生面積)에 의(依)한 예측(豫測)모델에서 위험도(危險度) 예측점수표(豫測點數表)를 작성(作成)할 수 있었으며, 점수합계(點數合計)가 9.1636이면 붕괴발생위험(崩壞發生危險)이 높은 것으로 평가(評價)되었으며 산지(山地) 사면붕괴(斜面崩壞)가 발생(發生)한 사면(斜面)과 발생(發生)하지 않은 사면(斜面)에 의(依)한 예측(豫測)모델에서 우사면(雨斜面)에 대(對)한 사면판별(斜面判別) 구분치(區分値)는 -0.02였고, 그 적중율(適中率)은 73%로 높았다. 또한 판별구분치(判別區分値)를 기준(基準)으로 한 산지사면붕괴발생(山地斜面崩壞發生) 위험도별(危險度別) 점수(點數)는 A급(級)은 0.3132 이상(以上)이었고, B급(級)은 0.3132~-0.1051, C급(級)은 -0.1050~-0.4195, D급(級)은 -0.4195 이하(以下)였다. 그리고 산지사면붕괴발생(山地斜面崩壞發生)의 예지(豫知)는 판별구분치(判別區分値)를 기준(基準)으로 위험도(危險度)을 A, B, C, D의 4등급(等級)으로 구분(區分)할 수 있었으며, 총(總) 300개(個) 사면(斜面) 중(中) A급사면(級斜面) 68개(個), B급사면(級斜面) 115개(個), C급사면(級斜面) 65개, D급사면(級斜面) 52개(個)였다. 위험도(危險度) A, B급(級)에서의 산사태발생(山沙汰發生)은 150개(個) 붕괴지(崩壞地) 중 125개(個)로서 약(約) 83.3%의 높은 적중율(適中率)을 보여 예측(豫測)모델로서 응용(應用) 가능성(可能性)이 높게 나타났다. 따라서 이러한 예지방법(豫知方法)에 의(依)하여 선정(選定)한 위험(危險)한 지역(地域)에 대(對)하여 산지재해위험도(山地災害危險度) 지도(地圖)를 작성(作成)하여 토지이용(土地利用) 계획(計劃) 및 재해위험지(災害危險地) 선정기준(選定基準)의 행정지표(行政指標)로서 활용(活用)할 수 있을 것이다. 또한 산지재해(山地災害)에 대(對)한 종합(綜合) 대책(對策)에 유용(有用)하게 활용(活用)함으로써 막대(莫大)한 재산(財産) 피해(被害)와 인명(人命) 손실(損失)을 사전(事前)에 방지(防止)할 수 있을 것이다.

• Journal of Preventive Medicine and Public Health
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• 제30권1호
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• pp.45-59
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• 1997

소아에서부터 청소년기까지 혈청 지질의 지속성(tracking)은 서구에서 행해진 연구들에 의해서 이미 잘 알려져 있으나 국내에서는 이에 관한 연구가 거의 이루어지지 않았다. 본 연구는 우리나라 청소년의 혈청 지질치의 변화를 조사하고 지속성이 있는지를 분석하였다. 연구대상은 경기도 강화군에서 진행하고 있는 강화 아동 혈압 코호트(719명)의 청소년들로 12세, 14세, 16세 세 번에 걸쳐서 공복 후 혈액검사(혈청 총 콜레스테롤, 중성지방, LDL 콜레스테롤, HDL 콜레스테롤을 포함)와 신체계측을 시행하였다. 이 중 3번의 혈액 검사에서 10시간 이상의 공복이 확인된 청소년 309명 (남자 162명, 여자 147명)을 최종 연구대상으로 선정하였다. 연구대상이 된 청소년들과 연구대상에서 제외한 청소년들의 12세때 초기 검사치들을 t 검정을 이용하여 서로 비교한 결과 통계학적으로 유의한 차이는 없었다. 연구방법은 우선 혈청 지질치의 변화양상을 보기 위하여 각 검사 년도간에 반복 측정된 분산분석을 시행하였다. 각 혈청지질의 지속성을 보기 위해서는 첫께, 초기값을 바탕으로 사분위 집단으로 나누어 각 사분위 집단의 혈청지질치가 매 검사 연도마다 어떻게 변하는 지를 그림으로 나타내었다. 둘째, 혈청지질치의 검사 시기사이의 스피어맨 상관계수를 구하였다. 그리고 마지막으로 각 검사 년도의 혈청지질치를 사분위 집단으로 구분하여 초기검사에서 가장 위험도가 큰 집단에 속한 사람들이 지속적으로 위험도가 큰 집단에 속하는 백분율을 계산하였다. 연구결과 남녀 모두 4년간 세 번의 검사에서 혈청 총 콜레스테롤은 남자가 초기검사에서 $160.7{\pm}25.3mg/dl$, 최종 추적검사에서 $150.0{\pm}27.8mg/dl$, 여자가 초기검사에서 $168.8{\pm}29.7mg/dl$, 최종 추적검사에서 $168.8{\pm}29.7mg/dl$, 중성지방은 남자가 $98.0{\pm}45.7mg/dl$에서, $114.1{\pm}67.9/mg/dl$로, 여자가 $109.9\geq37.1mg/dl$에서, $104.9{\pm}47.6mg/dl$로, LDL 콜레스테롤은 남자가 $93.6{\pm}21.2mg/dl$에서, $83.0{\pm}25.0mg/dl$로 여자가 $83.0{\pm}25.0mg/dl$에서, $94.7{\pm}24.4mg/dl$로, HDL 콜레스테롤은 남자가 $47.6{\pm}9.1mg/dl$에서, $44.2{\pm}9.4mg/dl$로, 여자가 $48.8{\pm}10.0mg/dl$에서, $47.8{\pm}11.3mg/dl$ 변화하였다. 반복 측정한 분산분석 결과 남녀 모두 4년 동안 혈청 총 콜레스테롤, LDL 콜레스테롤, HDL콜레스테롤이 통계적으로 유의하게 감소하였다. 특히 남자 LDL 콜레스테롤은 두 번의 추적검사에서 모두 감소한 것으로 나타났다. 중성지방은 남자에서는 지속적으로 증가하였고 여자에서는 변화가 없었다. 같은 연령에서 남녀간의 각 혈청지질치를 비교해보면 중성지방을 제외하고는 모두 여자가 남자보다 더 컸다. 혈청 지질의 초기 검사와 최종 검사간의 스피어맨 상관분석과 각 혈청 지질치의 위험도가 가장 큰 사분위집단에 잔류하는 백분율을 보면 지속성이 존재하였다. 혈청 총 콜레스테롤과 HDL 콜레스테롤에서 각 시기의 검사치들의 상관계수는 남자가 0.6 이상, 여자가 약 0.7 이상이었으며 통계적으로 유의하였다. 첫 번께 검사에서 위험도가 가장 큰 사분위 집단에 속한 사람 중 두 번째 검사에서도 위험도가 가장 큰 사분위 집단에 속한 백분율은 여자의 중성지방(42.9%)을 제외하고는 모두 50%이상이었다. 이들이 세 번째 검사에서도 같은 사분위 집단에 잔류한 백분율은 여자의 중성지방(25.7%)을 제외하고 모두 35%이상이었다. 결론적으로 청소년기의 혈청 지질치는 지속성이 있음을 알 수 있었다. 그러나 본 연구는 4년 동안의 변화이고 성인까지의 변화를 보기 위해서는 좀 더 장기적인 연구가 필요하다.

• 한국산림과학회지
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• 제70권1호
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• pp.7-16
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• 1985

임목(林木)의 주체성인(主體成因)인 수간(樹幹)에 대한 각종(各種) 성장인자간(成長因子間)의 정준상관(正準相關)과 그의 관계적(關係的) 배경(背景) 및 수간(樹幹)의 총합적(總合的)인 변동분석(變動分析)에 의(依)한 수간적(樹幹的) 특징(特徵)을 파악(把握)함에 있어, 그의 최적기법(最適技法)을 탐색(探索)하기 위한 시도(試圖)로서 일본(日本)잎갈나무(Larix leptolepis)에 주성분(主成分) 및 정준상관분석법(正準相關分析法)을 도입적용(導入適用)하고, 얻어진 결과(結果)를 다음과 같이 요약(要約)한다. 1) 정형수(正形數)($x_8$)를 제외(除外)한 모든 성장인자(成長因子) 즉(卽), 수고(樹高)($x_1$), 지하고(枝下高)($x_2$), 망고(望高)($x_3$), 흉고직경(胸高直徑)($x_4$), 중앙직경(中央直徑)($x_5$), 수관폭(樹冠幅)($x_6$) 및 간재적(幹材積)($x_7$) 등(等)의 각(各) 인자간(因子間)에 강약간(強弱間)의 상관(相關)이 있으며, 특(特)히 흉고직경(胸高直徑), 수고(樹高) 및 중앙직경(中央直徑) 등(等)은 간재적(幹材積)과 고도(高度)의 상관(相關)이 있다(표(表) l 참조(參照)). 2) (1) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (2) 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (3) 상장(上長) 및 비대성장인자(肥大成長因子)를 총망라(總網羅)한 6개인자(個因子)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 각각(各各) $${(1)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.82980^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=1.08323x_1-0.04299x_2-0.07080x_3}\\{(2)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98198^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=0.86433x_4+0.11996x_5+0.02917x_6}\\{(3)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98700^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v1=0.12948x_1+0.00291x_2+0.03076x_3+0.76707x_4+0.09107x_5+0.02576x_6}$$ 등(等)과 같이 되어, 어느 경우(境遇)에서도 고도(高度)의 정준상관(正準相關)을 가지며, (1)의 경우(境遇)에는 수고(樹高)가, (2)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)이, (3)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)과 수고(樹高)가 각각(各各)의 정준상관(正準相關)에 절대적인 기여(寄與)를 하는 것으로서, 각종(各種) 질적성장(質的成長)의 총합특성(總合特性)은 이들 인자(因子)의 막강한 영향력(影響力)에 의해서 형성(形成)되며, 특(特)히 (3)의 경우에서 간재적(幹材積)과의 정준상관(正準相關)에 미치는 흉고직경(胸高直徑)의 영향력(影響力)은 기타(其他)의 인자(因子)에 비(比)하여 판이(判異)하게 큰 것으로 밝혀지고 있다(표(表) 2 참조(參照)). 3) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량간(合成變量間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 $${\gamma}_{u1,v1}=0.78556^{**},\;\{u_1=1.20569x_1-0.04444x_2-0.21696x_3\\v_1=1.09571x_4-0.14076z_5+0.05285z_6$$와 같이 됨에 따라, 각종 상장성장인자(上長成長因子)와 비대성장인자간(肥大成長因子間)의 고도(高度)의 정준상관(正準相關)에 있어 수고(樹高)와 흉고직경(胸高直徑)만의 기여도(寄與度)가 극(極)히 현저한 것으로서, 상장성장(上長成長)의 총합특성(總合特性)은 수고(樹高)에 의해서, 비대성장(肥大成長)의 총합특성(總合特性)은 흉고직경(胸高直徑)에 의해서 각각(各各) 형성(形成)된다는 사실(事實)이 확인(確認)된 것이다. 따라서 양인자(兩因子)에 대한 간재적계측(幹材積計測)에 있어서의 필수유력인(必須有力因子)로서의 과학성(科學性)이 입증(立證)된 것이라 생각한다(표(表) 2 참조(參照)). 4) 수간(樹幹)의 8개성장인자(個成長因子) 즉(卽), 8차원(次元)의 정보(情報)(특성치(特性値))를 설정(設定)된 유효목표(有效目標) 85%에 따라 3차원(次元)으로 간략화(簡約化)된 총합특성치(總合特性値) 즉(卽), 제(第) 1 ~ 제(第) 3 주성분(主成分)은 다음과 같다. 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$); $Z_1=0.40192x_1+0.23693x_2+0.37047x_3+0.41745x_4+0.41629x_5+0.33454x_60.42798x_7+0.04923x_8$ 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$) ; $z_2=-0.09306x_1-0.34707x_2+0.08372x_3-0.03239x_4+0.11152x_5+0.00012x_6+0.02407x_7+0.92185x_8$ 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$) ; $Z_3=0.19832x_1+0.68210x_2+0.35824x_3-0.22522x_4-0.20876x_5-0.42373x_6-0.15055x_7+0.26562x_8$ 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$)은 기여율(寄與率)이 63.26%나 되는 매우 높은 정보흡수력(情報吸收力)을 가진 "크기의 인자(因子)(size factor)"로서, 그의 주성분득점(主成分得點)(principal component score)은 인자부하량(因子負荷量)이 매우 높은 간재적(幹材積), 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수고(樹高) 등(等)에 의해써 결정(決定)되며, 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$)은 입체적(立體的) 형상(形狀)의 지표(指標) 즉(卽), 수간(樹幹)의 입체적(立體的) 상사성(相似性)과 완구도(完溝度)를 나타내주는 "형상(形狀)의 인자(因子)(shape factor)"로서, 그의 score는 정형수(正形數)의 절대적(絶對的)인 영향력(影響力)에 의(依)해서 형성(形成)되며, 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$)은 상장성장(上長成長)과 비대성장(肥大成長)과의 역관계(逆關係)의 현상(現象) 즉(卽), 수간(樹幹)의 세장(細長)(또는 굵고 짧음)의 정도를 표시(表示)하는 성장형상(成長形狀)의 지표(指標)로서, 이는 제(第) 2의 "형상(形狀)의 인자(因子)"가 된다. 이상(以上) 3개주성분(個主成分)은 그의 누적기여율(累積寄與率)이 88.36%로서 만족스러운 정보흡수역량(情報吸收力量)을 지니고 있다(표(表) 3 참조(參照)). 5) 본(本) 연구(硏究)에 적용(適用)된 주성분(主成分) 및 정준(正準) 상관분석법(相關分析法)은 적극적(積極的)인 이용개발(利用開發)에 따라서는 삼림계측(森林計測)(임목성장(林木成長)), 지위판정분류(地位判定分類), 삼림(森林) 및 임산업(林産業)의 경영진단(經營診斷), 임산가공(林産加工)(품(品))의 생산관리(生産管理) 및 기지(其地) 총합특성치(總合特性値)의 산정(算定)을 필요(必要)로 하는 분야(分野)에 많은 기여(寄與)가 있을 것으로 사료(思料)된다.