• 여성건강간호학회지
• /
• 제4권1호
• /
• pp.5-35
• /
• 1998

This study attempted to determine the relation between the maternal role strain and their husbands' support in employed and nonemployed first-time mothers, and how it changed over time. A descriptive, longitudinal and comparative study design was conducted to collect and analyzed the data at three times(at 3-4days, at 4-6wks and at 3-month postpartum) regarding the change of maternal role strain and their husbands' support in employed and nonemployed first-time mothers. The subjects were 133 first-time mothers who delivered vaginally at K university hospital in Deagu, Korea from Dec., 1994 to Oct., 1995. Among these 58 were employed and 75 were nonemployed first-time mothers. This instruments used to data collection in this study were by Hobbs(1968 : The Difficulty Index for First-time Parents), Staffensmeier(1982: Transition Difficulty Measure), Tayer(1976: Emotional Support from Husband), Lee, Hae Kyoung(1992 : Physical Support from Husband). The analysis of data was done with SAS/PC program which included percentage, $x^2$-test, Pearson correlation, Repeated Measure ANOVA, Time Contrast Analysis and t-test. The results were as follows : 1. There was a significant negative correlation only at 3-4days(r=-.19, P=.0265) and at 4-6wks postpartum(r=-.18, P=.0392) between maternal role strain and husband's support of the first-time mothers. Thus, the more support from husband, the less maternal role strains the first-time mothers felt. Therefore, the 1st hypothesis that "the more husband's support the first-time mother felt at all the time of testing, the less maternal role strains they got" was partially supported at 3-days and 4-6 weeks postpartum. There was no correlation between maternal role strain and t husband's support of the employed first-time mothers at al testing times(at 3-4days postpartum : r=-.95, P=.9548, at 4-6wks postpartum : r=-.0960, P=.4733 and at 3-month postpartum : r=-.05, P=7306). On the contrary, the unemployed first-time mothers felt less maternal role strain when they received more support from their husband at 3-4 days postpartum(r=-.31, P=.0073) and at 4-6wks postpartum(r=-.23, P=.0490). 2. There was no difference of maternal role strain between two groups with regards to employment status(F=.97, P=.3270). But the maternal role strains of two groups were changed differently each other over time(F=3.89, P=.00234). Therefore, the 2nd hypothesis that "there was the difference in the maternal role strains with regard to employment status and over time" was rejected. 3. There was no difference in husband's support between the employed and the nonemployed first-time mothers(F=3.06, P=.0826). But there was a significant interaction between employment status and over time(F=3.64, P=.0267), so the support from husband of the employed and the unemployed first-time mothers was changed differently each other over time. The support from husband of the employed first-time mothers was lowered significantly and continuously at 4-6wks (F=5.20, P=.0263) and at 3-month postpartum(F=6.47, P=.0137) than at 3-4 days postpartum. On the contrary, there was no difference in change of husband's support of the employed first-time mothers between the 3-4 days and the 4-6wks postpartum(F=1.70, P=.1962) and between the 3-4 days and the 3-month postpartum(F=.21, P=.6513). Mean husband's support of the nonemployed first-time mothers was raised at 4-6wks postpartum than at 3-4 days postpartum but lowed at 3-month postpartum. The support form husband of both groups was tending downwards at 3-month postpartum than at 4-6wks postpartum, but the one between two groups was changed differently each other over time. The husband's support of the employed first-time mothers(M${\pm}$SD=64. 26${\pm}$8.63) was higher than the one of the nonemployed first-time mothers(M${\pm}$SD=59.16${\pm}$11.11) (t=-2.98, P=.0035), so the 3rd hypothesis that "there was the difference in the husband's support with regard to employment status and over time" was supported. On the basis of these conclusions, the following suggestion is proposed. This study examined the change and relationship between maternal role strain and husband's support in the employed and the nonemployed first-time mothers. So the further study regarding the comparison between the employed and the nonemployed multiparas is necessary.

• 생태와환경
• /
• 제45권2호
• /
• pp.158-173
• /
• 2012

본 연구는 대청호 본류유역 7개 지점과 대청호 유입지류 8개 지점을 선정하여 2001년부터 2010년까지 측정된 환경부 수질자료를 분석해 시 공간적 변이를 파악하고, 더불어 대청호 유입 지류에 의한 대청호 수질의 영향을 분석하였다. 본류 수역의 연평균 수질 자료 분석결과에 따르면, 질소(N) 및 인(P)의 농도는 호수대 내에서 상류역에서 댐(M7)으로 갈수록 거리에 따라 1차 함수적으로 감소하는 경향을 보였다. 호수내 유수대(M1~M3), 전이대(M4~M6) 및 정수대(M7)의 TN과 TP는 외국 인공호들과 마찬가지로 뚜렷한 Zonation 패턴을 보였다. 반면, 호수내 유기물 지표로서 엽록소(CHL)와 BOD는 TN과 TP의 구간별 연속적 감소 패턴과는 달리 전이대에서 최고치를 보였다. 유수대에서는 몬순 집중강우기인 8월에 TP가 377 ${\mu}gL^{-1}$로서 최대치를 보였으나, 정수대에서는 7월에 165 ${\mu}gL^{-1}$로서 최대치를 보였다. 한편, 유수대의 TN은 3월 최대치(8.52 $mg\;L^{-1}$)를 보였으며, 정수대의 TN은 본류에 비해 상대적으로 낮은 수치를 보였고, 최대치는 8월 (3.76 $mg\;L^{-1}$)에 관측되었다. 집중강우에 의한 이온희석현상은 9~10월에 극명하게 나타났다. 호수내 제한요인의 평가지표로서 이용되는 TN : TP 비는 88 이상으로서 이미 대청호는 질소가 과잉공급 상태인 것으로 사료되었다. 몬순강우에 따라 호수의 수질은 악화되는 경향을 보였으며, TP와 SS가 강우에 가장 민감하게 반응하였고, CHL은 정수대의 변이 폭이 높게 나타났다. 호수내로 유입되는 지천의 영향평가에 따르면, 도심형 하천이자 농공단지와 하수처리장의 영향을 받고 있는 T1, T2 및 호수내에 가장 큰 영향을 줄 것으로 사료되는 옥천천(T5)의 오염도가 가장 높게 나타났다. 호수의 경험적 모델 분석에 다르면, 호수내에서 CHL의 변이는 유수대($R_z$: $R_2$=0.044, p=0.264)와 전이대 ($T_z$: $R_2$=0.126, p=0.054)에서 TN에 의해 통계학적 유의성을 보이지 않았으나, 정수대($L_z$)에서 질소는 조류 생장에 억제효과($R_2$=0.458, p=0.032)를 가질 수 있는 것으로 나타났다. 한편, 유입 지천($I_w$)의 TN은 호수내($I_r$)의 CHL의 변이에 통계학적으로 유의성이 없는 것으로 나타났고($R_2$=0.258, p=0.110), 유입 지천($I_w$)의 TP는 호수내($I_r$)의 CHL의 변이에 통계학적으로 유의성이 있는 것으로 나타났다 ($R_2$=0.567, p=0.005). 즉, 지천의 TP 유입은 대청호의 조류 생장에 직접적으로 영향을 주는 것을 의미하였다. 한편, 대청호의 TN : TP 비는 지천의 TN보다는 TP에 의한 영향을 받는 것으로 나타나 결국 TN : TP 비는 직접적으로 인(P)의 농도에 의해 조절되는 것으로 나타났다. 따라서 호수내의 여름철 TP와 SS 유입을 최소화 시키고, 높은 인이 유입되는 도심형 하천(옥천천)의 수질 개선이 대청호의 수질 개선에 큰 도움을 줄 것으로 사료되었다.

• 대한방사선치료학회지
• /
• 제30권1_2호
• /
• pp.201-208
• /
• 2018

목 적 : 본 연구에서는 정위적체부방사선치료시 ExacTrac과 CBCT를 단계적으로 적용한 Combine IGRT를 사용하여 Set-up 오차를 비교 및 분석하여 Combine IGRT의 유용성을 평가하고자 한다. 대상 및 방법 : 2014년 5월에서 2017년 11월까지 본원에 내원하여 trueBEAM Stx(Varian medical System, USA)에서 정위적체부방사선치료를 받은 환자 중 부위별로 뇌(Brain) 3명, 척추(Spine) 9명, 골반(Pelvis) 3명으로 분류하였다. 치료전 ExacTrac을 사용하여 Lateral(Lat), Longitudinal(Lng), Vertical(Vrt) 방향과 Roll, Pitch, Yaw 방향으로 Set-up 오차를 보정하였고, ExacTrac 이동 값을 적용 후 CBCT를 추가적으로 수행하여 Lat, Lng, Vrt, Rotation(Rtn) 방향으로 보정하였다. 결 과 : ExacTrac 사용시 뇌 부위의 오차는 Lat $0.18{\pm}0.25cm$, Lng $0.23{\pm}0.04cm$, Vrt $0.30{\pm}0.36cm$, Roll $0.36{\pm}0.21^{\circ}$, Pitch $1.72{\pm}0.62^{\circ}$, Yaw $1.80{\pm}1.21^{\circ}$, 척추 부위는 Lat $0.21{\pm}0.24cm$, Lng $0.27{\pm}0.36cm$, Vrt $0.26{\pm}0.42cm$, Roll $1.01{\pm}1.17^{\circ}$, Pitch $0.66{\pm}0.45^{\circ}$, Yaw $0.71{\pm}0.58^{\circ}$, 골반 부위는 Lat $0.20{\pm}0.16cm$, Lng $0.24{\pm}0.29cm$, Vrt $0.28{\pm}0.29cm$, Roll $0.83{\pm}0.21^{\circ}$, Pitch $0.57{\pm}0.45^{\circ}$, Yaw $0.52{\pm}0.27^{\circ}$로 나타났다. Couch 이동 후 CBCT를 하였을 때, 뇌 부위는 Lat $0.06{\pm}0.05cm$, Lng $0.07{\pm}0.06cm$, Vrt $0.00{\pm}0.00cm$, Rtn $0.0{\pm}0.0^{\circ}$, 척추 부위는 Lat $0.06{\pm}0.04cm$, Lng $0.16{\pm}0.30cm$, Vrt $0.08{\pm}0.08cm$, Rtn $0.00{\pm}0.00^{\circ}$, 골반 부위는 Lat $0.06{\pm}0.07cm$, Lng $0.04{\pm}0.05cm$, Vrt $0.06{\pm}0.04cm$, Rtn $0.0{\pm}0.0^{\circ}$ 오차가 발생하였다. 결 론 : 정위적체부방사선치료시 ExacTrac에 추가적으로 CBCT를 사용한 Combine IGRT의 경우는 ExacTrac만 사용한 경우보다 환자의 Set-up 오차를 줄일 수 있게 나타났다. 그러나 Combine IGRT를 적용함으로 환자 Set-up 확인시간, 영상획득을 위한 체내 흡수선량이 증가한다. 그러므로 환자 상황에 따라 Combine IGRT를 사용하여 환자의 Set-up 오차를 적게 함으로써 방사선치료 효과비를 증가시킬 수 있을 것으로 사료된다.

• Radiation Oncology Journal
• /
• 제25권2호
• /
• pp.79-92
• /
• 2007

목 적: 전국 병원의 방사선종양학과에서 식도암으로 방사선 치료를 받은 환자들을 각 병원으로부터 입력 받아 세부 항목별로 분석하여 식도암 환자들의 구성과 특징을 파악하여 범국가적인 자료로 활용하는 한편 치료방침을 분석하여 향후 적절한 치료를 위한 가이드라인으로 삼고자 하였다. 대상 및 방법: 전국 병원의 방사선종양학과에서 1998년과 1999년의 2년간에 걸쳐 식도암으로 확진된 246명을 대상으로 하였다. 연간 400명 미만의 방사선치료 신환자 발생병원들을 A군, 400명 이상 900명 미만의 병원들을 B군, 그리고 900명 이상 신환자가 발생하는 병원을 C군으로 분류하여 최종적으로 A군에서 12병원, B군에서 8개 병원, 그리고 C군에서 3개의 병원이 연구에 참여하였다. 이미 개발된 Web-based Korean PCS system을 통해 각 병원으로부터 직접 자료를 입력 받아 이를 세부 항목별로 분석하였고 통계적 처리는 SPSS version 12.0.1을 사용하고 범주형 자료는 Chi-squared test를 사용하였고 연속변수는 ANOVA, Kruskal-Wallis test를 적용하였다. 결 과: 입력된 환자들의 성별 분포는 남자 224명(91.1%), 여자 22명(8.9%)이었고 연령별 중앙값은 62세 전후였다. 진단 및 병기결정을 위한 검사로는 식도 촬영술(228명, 92.7%), 식도내시경(226명, 91.9%) 및 흉부 식도 CT 스캔(238명, 96.7%)을 주로 시행하였다. 편평상피암이 대종을 이루어 237명(96.3%)의 환자에서 관찰되었고 중흉부식도(mid-thoracic esophagus)에서 발생한 식도암이 가장 많았다(110명, 44.7%). 임상 병기는 III기가 과반수 이상을 차지하였다(135명, 54.9%). 방사선 치료만 받은 경우는 57명(23.2%), 방사선 치료와 수술을 병용한 경우는 전체의 15%인 37명, 항암약물 치료와 방사선 치료를 병용한 경우는 123명(50%)이었다. 수술과 방사선 치료를 병행한 경우 전례에서 수술을 먼저 시행한 후 방사선 치료를 하였다. 항암치료를 방사선치료와 병행한 경우 반수 이상에서(70명, 56.9%) 동시항암방사선 치료를 시행하였고 31명(25.2%)에서 항암치료 후 방사선치료를 또는 항암요법 단독치료 후 동시항암방사선치료를(13명, 10.6%) 시행하였다. 방사선 치료는 6 MV (116명, 47.2%)와 10 MV (87명, 35.4%)의 X-ray가 대종을 이루었다. 방사선 치료 시 조사야는 longitudinal margin의 경우 중앙값은 7.0 cm이었지만 각 군별로 현저한 차이가 있었다(A군; 5.5 cm, B군; 8.0 cm, C군; 14.0 cm). 계획용 CT를 사용하지 않고 고식적인 AP/PA 조사야를 사용하여 치료한 경우가 대부분이었는데(206명, 83.7%) 이 때 방사선 조사량의 중앙값은 3,600 cGy이었다. 이후 추가 방사선 치료 시 계획용 CT를 사용하지 않고 2-oblique fields 사용하여 치료한 경우가 87명(35.4%)이었는데 방사선 조사량의 중앙값은 1,800 cGy이었다. 전 환자에서 1일 1회 180 cGy로 치료하였다. 전 환자에서 조사된 총 방사선량의 중앙값은 5,580 cGy이었다. 수술 후 방사선 치료를 시행한 경우 중앙값은 5,040 cGy이었고 수술을 받지 않은 환자 중앙값은 5,940 cGy이었다. 근접조사 방사선 치료는 총 34명(13.8%)에서 시행되었고, 전 환자에서 high dose rate Iridium-192를 사용하였다. 조사범위는 종양에서 longitudinal margin의 중앙값은 1 cm, prescribed isodose curve에서 axial length의 평균값은 8.25 cm, 폭은 2 cm, 그리고 전후 폭의 중앙값도 2 cm이었다. Fraction size의 중앙값은 300 cGy이었는데 B군의 경우는 500 cGy이었다. 총 분할 횟수는 $3{\sim}4$회가 대부분이었다. 한편, 방사선 치료 중 발생한 급성 부작용은 식도염이 가장 많았는데 전체 246명 환자 중 155명(63.0%)에서 발생하였다. 결 론: 전국 23개 병원의 식도암 환자 치료 Data를 분석해 본 결과 대부분의 병원에서 환자의 특징과 진단 및 병기 결정 방법, 치료의 유형 등에서 유사한 결과를 보였으며 신환 발생 수에 따른 병원 규모의 차이는 조사 결과에 큰 영향을 미치지 못하였다. 하지만 병원 규모가 클수록 10 MV 이상의 고에너지로 치료하는 경향이 많았으며 3D CT Plan도 병원 규모가 클수록 활용도가 높았다. 조사 야의 면적도 병원 군별로 차이를 보였다. 향후 더 많은 환자를 입력하여 생존율 분석까지 이루어지면 이 연구는 식도암 치료방침의 결정에 중요한 guideline을 제시해 줄 것으로 사료된다.

• 대한수의학회지
• /
• 제30권1호
• /
• pp.1-8
• /
• 1990

The present study was focussed mainly on the morphological changes of the glandular tubules in the large intestine according to age of piglets. Samples were taken from large intesine of 1-, 10-, 20-, 35- and 45-day-old piglets, 2 to 3 piglets in each age group. The intestinal samples were fixed in 10% neutral formalin solution, dehydrated, and then paraffin sections were stained with H-E. The results observed were summarized as follows: 1. The mucosal glands in the cecum and colon tend to be unbranched simple straight tubular glands, or often two or more branched simple stright tubular glands. 2. The number of the longitudinal folds and the number of the crypts per cross section of piglet colons, respectively, were 1-day-old piglets-$3.8{\pm}0.8$, $92.1{\pm}6.9$; 10-day-old piglets-$7.1{\pm}1.1$, $164.2{\pm}10.3$; 20-day-old piglets-$15.2{\pm}0.8$, $178.5{\pm}6.8$; 35-day-old piglets-$19.3{\pm}3.0$, $454.9{\pm}25.3$; 45-day-old piglets-$20.6{\pm}3.1$, $524.6{\pm}37.2$, and the regression equation between age and these two number were $\hat{Y}=0.40X+4.32$ and $\hat{Y}=10.4X+51.52$, respectively. 3. The length and cell number per single side wall of a glandular tubule in the colon section were 1-day-old piglets-$196.3{\pm}7.1{\mu}m$, $40.0{\pm}3.3$; 10-day-old piglets-$236.0{\pm}34.5{\mu}m$, $47.9{\pm}5.3$; 20-day-old piglets-$262.8{\pm}39.6{\mu}m$, $54.3{\pm}9.0$; 35-day-old piglets-$291.75{\pm}48.3{\mu}m$, $56.9{\pm}4.9$; 45-day-old piglets-$364.8{\pm}61.5{\mu}m$, $67.7{\pm}7.4$, respectively, and the regression equation between age and these two data were $\hat{Y}=3.45X+193.8$ and $\hat{Y}=0.56X+41.0$, respectively. 4. The overall percentages of the cell number and length of glandular tubules in piglet colons were the pit and isthmus-$75.3{\pm}11.1%$, $78.8{\pm}12.3%$; gland-$24.7{\pm}5.4%$, $21.2{\pm}5.3%$, respectively. 5. The length and cell number of single side wall of glandular tubules in cecal sections were 1-day-old piglets-$190.3{\pm}31.1{\mu}m$, $37.6{\pm}4.8$; 10-day-old piglets-$235.6{\pm}25.3{\mu}m$, $46.2{\pm}3.6$; 20-day-old piglets-$295.3{\pm}45.6{\mu}m$, $52.0{\pm}6.2$; 35-day-old piglets-$351.3{\pm}28.3{\mu}m$, $60.4{\pm}8.5$; 45-day-old piglets-$366.3{\pm}48.5{\mu}m$, $64.7{\pm}8.2$, respectively, and the regression equation between age and these two data were $\hat{Y}=4.11X+196.6$ and $\hat{Y}=0.60X+38.9$, respectively.

• Radiation Oncology Journal
• /
• 제21권3호
• /
• pp.238-244
• /
• 2003

목적: 개별화되어 가는 고선량률 근접치료계획의 추세에 따라, 고성량률 근접치료계획의 절대적 선량과 상대적인 선량분포를 독립적으로 계산하여 환자의 해부영상 위에 겹쳐 표시할 수 있는 품질보증용 컴퓨터 프로그램을 개발한다. 대상 및 방법: 컴퓨터 프로그램은 먼저, 환자의 치료계획에서 계산된 선원의 위치, 각 위치에서의 조사시간, reference point에서의 선량, 치료계획이 실시된 날짜 등의 자료 입력을 필요로 한다. ICWG 권고 수식과 선원의 비등방성 표를 이용하여 $10\times12\times10\;(Cm^3)$의 공간에서 선량분포가 계산된 후 reference point에서의 선량이 자동적으로 치료계획의 결과와 비교된다. 모의치료의 영상이나 자기공명(Magnetic Resonance) 영상을 입력하고 사용자가 선택한 점을 수직으로 교차하는 3개의 평면에서 등선량곡선을 겹쳐서 보여준다. Gamma Med사의 Gam-madot (MDS Nordion, Germany)에서 표준 치료계획을 실행하여 정확성을 확인하였으며, Plato (Nucletron Cor-poration, The Netherlands)에서 실행된 9명의 환자치료계획과 비교하였다. 결과: 3개의 표준 치료계획에서 절대선량은 $2.8\%$ 내에서 일치하였으며 등 선량분포도 좋은 일치를 보였다. 9명의 환자에 대하여 시행된 치료계획과의 비교에서는 평균 $3.4\%$의 오차를 보였다. 결론: 개발된 컴퓨터 프로그램은 정확하고 신속하게 고선량률 치료환자의 치료계획의 정확성을 확인할 수 있게 해주며, 등선량 곡선을 환자의 해부적 영상에 결합할 수 있는 기능은 치료계획의 질을 높이는데 기여할 수 있을 것으로 기대된다.$39\%$), 복회음부 절제수술시 32건($97\%$), 측연의 경우 32건($97\%$), 후연의 경우 32건($97\%$), 그리고 전연의 경우 16건($45\%$)에서 부합되는 것으로 나타났다. 결론: 직장암의 수술 후 방사선치료 시 적절한 방사선치료 조사영역의 결정을 위하여 표준적인 조사영역을 제시 하였으나 개별 환자의 병변 위치와 진행상태, 수술 소견 등에 따라 적절한 변형은 필수적이라 하겠다. 이 권고안의 임상적 타당성은 향후 시행될 Patterns of Care 연구를 통하여 증명하는 것이 필요하겠다.정가능하고, 폐에 조사되는 방사선 양도 줄일 수 있었다.저부까지 거리 차이는 종양 크기가 4 cm 미만인 경우는 5.3 mm였으나 4 cm 이상일 때는 19.4 mm로 현저한 변화를 보였다. 자궁경관 굴곡각은 60세 미만인 경우 60세 이상보다 8$^{\circ}$ 정도 더 변화가 있었고, 종양 크기가 4 cm 이상일 때 미만일 때보다 2배 이상 굴곡 변화가 있었다. 결론: 자궁경부암 환자에서 근치적 방사선치료 시 치료에 따른 자궁 크기 및 위치 변화가 다양하고 개별적으로 예측하기 쉽지 않으므로, 특히, 60세 미만이거나 종양 크기가 4 cm 이상인 경우, 삼차원입체조형치료나 강도변조 방사선치료를 이용한 근치적 방사선치료 시 치료 중 개별환자의 계획용표적체적의 변화를 반드시 고려해야 한다고 생각한다.량체적히스토그램, Lymankutcher 모델에 의한 정상조직합병증발생률 및 기타 선량통계값 등 모든 면에 있어서 우월성을 확인할 수 있었다. 향후 이러한 결과가 임상에서 실질적인 합병증 발생률 감소와 잘 연계되는지 계속적인 추적관찰 및

• 한국보건간호학회지
• /
• 제15권2호
• /
• pp.239-248
• /
• 2001

The purpose of this study was to analyze risk factors for nosocomial pneumonia in patients admitted to NS ICU, and to provide a basic data to decrease respiratory nosocomial infection rate engendered from medical environments in NS ICU. The study site was the NS ICU at a university hospital located in Seoul, Korea. The subjects were 31 patients diagnosed with nosocomial pneumonia, who were selected from the initial list of 300 potential subjects who had been a) admitted between September 1999 and January 2000, and September 2000 and January 2001, b) resided at the NS ICU over 72 hours. The diagnostic standard of nosocomial pneumonia was based on the nosocomial infection guides of C university hospital. The data were analyzed using frequencies and logistic regression analysis. The sputums obtained from the subjects were cultivated and causal viruses were separated. The results were as follows: 1. The nosocomial pneumonia rate was $10.3\%$. There were 7 types of causal viruses separated from the sputum. and the most prevalent type of virus was MRSA as $62.2\%$. 2. The factors significantly influencing the incidence of nosocomial pneumonia included age, the residential duration at the NS ICU, GCS scores, diabetes mellitus, insertion of tracheal tube and its duration, tracheostomy and its length of insertion, the use of artificial ventilator and the length of its use, and the insertion of naso-gastic tube. The most significant risk factor among these was the insertion of tracheal tube (odds ratio=18.684. $95\%$ CI=6.849-50.974), followed by the use of tracheostomy (odds ratio=15.419, $95\%$ CI=6.615-35.942), the insertion of naso-gastric tube (odds ratio=14.875, $95\%$ CI=6.396-34.595), and the use of artificial ventilator (odds ratio=13.000. $95\%$ CI=5.633­30.001). 3. Regarding the use of the mechanical aids, the insertion of tracheal tube resulted in 12.968 times increase of the nosocomial pneumonia rate, and the use of artificial ventilator lead 6.714 times increase of the nosocomial pneumonia rate. One point increase of the GCS score resulted in the 1.210 times increase of the nosocomial pneumonia rate. For patients who had tracheal tube, tracheostomy, and artificial ventilator, one day increase of their residential duration at NS ICU lead 1.073 times increase of the nosocomial pneumonia rate. 4. In terms of duration of the mechanical aid usage, one day increase in the use of artificial ventilator engendered 1.080 times increase in the nosocomial pneumonia rate. One day increase of the residential duration at the NS ICU lead 1.604 times increase in the nosocomial pneumonia rate. As one point of the GCS score increased, 0.876 times decrease of the nosocomial pneumonia rate was reported. These study findings show that the risk factors significantly influencing the incidence of nosocomial pneumonia include the use of tracheal tube, tracheostomy, naso-gastic tube, and artificial ventilator. It is recommended that nurses working at NS ICU should pay more attention to the patients with these factors as the risky group for the nosocomial pneumonia, and thus make more active efforts to provide nosocomial pneumonia prevention strategies for them. In further studies patients admitted to the different types of ICUs such as internal medicine or surgery unit ICU will be also included, and more wide investigation of nosocomial pneumonia risk factors will be conducted through one-year longitudinal follow up.

• 생태와환경
• /
• 제40권1호
• /
• pp.14-30
• /
• 2007

본 연구의 목적은 부영양화도 지수(TSI)를 이용하여 우리나라 호소의 영양 상태를 평가하고, 경험적 모델(Empirical model)에 의한 호소의 상태를 예측하기 위한 것이다. 연구에 사용된 수질 자료(2000, 2001)는 환경부 DB시스템에서 획득하였으며 이용된 변수는 용존산소(DO), 생물학적 산소 요구량(BOD), 화학적 산소 요구량(COD), 총인 (TP), 총질소 (TN), 부유물질 (SS), 투명도(SD), 엽록소-${\alpha}$ (CHL), 전기전도도 (Cond.)였다. 이런 수질 변수의 농도는 측정된 수계 및 계절에 따라 변이양상을 보였다. 일반적으로, 영양상태(Trophic state)는 상류로부터 댐으로 감소하는 경향을 보였으며, 계절적 변이는 여름 장마기 (7${\sim}$8월)동안 크게 발생했다. TP의 주된 유입은 장마기 (r=0.656, p=0.002)동안 일어났고, 이런 현상은 SS(r=0.678, p<0.001)와 유사한 경향을 보였다. CHL, TP, SD 및 TN을 포함한 수질변수는 계절에 따른 수계내의 영양상태를 평가하는 방법에 적용되었다. Carlson(1977)의 부영양화도지수(TSI)에 기초한 수계 내 TSI(CHL), TSI(TP)및 TSI(SD)는 중영양-부영양 상태를 보였다. 한편, TSI(TN)은 계절에 관계없이 전체 호소 내에서 TN농도가 풍부한 부영양-과영양 상태를 보였다. 따라서, 인은 호소 내 영양 상태를 조절하는 주요인자가 된다. CHL와 다른 수질 변수(TP, TN,그리고 SD)사이의 관계를 분석하기 위한 경험적 모델(Empirical model)이 개발되었다. 로그-전환 회귀분석에서 CHL-TP는 장마 전기 $R^2$ 값이 031(p=0.017)이었으나 장마 후기에는 0.69(p<0.017)로 장마 후기 인이 조류 성장에 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 대조적으로, SD는 TP, CHL증가에 대해 감소하는 경향을 보였고 TN은 모든 기간 동안 CHL와 약한 관계를 가졌다. 결과적으로, 경험적 모델(Empirical model)이 제시하듯이 TP는 CHL을 예측하는 핵심 인자로 사료되었다.

• 치위생과학회지
• /
• 제16권3호
• /
• pp.217-224
• /
• 2016

본 연구는 2009년 국민건강영양조사 자료를 이용하여 우리나라 성인에서 다양한 혼란변수를 보정한 후 현존자연치아수와 COPD와의 연관성을 알아보고자 하였다. 40세 이상 성인 3,107명을 대상으로 구강검진과 폐기능검사를 시행하여 다음과 같은 결론을 얻었다. 첫째, 폐기능검사에 의한 COPD 유병률은 11%였다. 현존자연치아수를 0~19개군, 20~27개군, 28개군으로 나누었을 때, COPD의 분포는 현존자연치아수가 0~19개인 군에서 21.0%로 가장 높았다. 둘째, COPD는 65세 이상군, 남자, 교육수준이 낮을수록, 정상적인 BMI를 갖는 군, 고혈압군에서 높았다(p<0.001). 셋째, 인구사회학적 특성, 사회경제적 위치, 건강관련행태, 구강건강 및 행태, 전신건강상태를 보정한 다중로지스틱 회귀분석에서는 현존자연치아수 20~27개군(OR, 1.90)과 0~19개군(OR, 3.93)에서 COPD와 연관성을 보여, 현존자연치아수가 적을수록 COPD의 위험이 증가함을 확인하였다. 특히 치주질환과 COPD의 중요한 위험요인인 흡연상태에 따른 층화분석결과, 현재흡연군에서만 모든 치아를 가지고 있는 군에 비해 0~19개 치아를 가진 군에서 OR이 8.90배 높은 결과를 보여 강한 연관성을 보여주었다(OR, 8.90; 95% CI, 2.53~31.33). 본 연구 결과를 통해 현존자연치아수는 COPD와 연관성이 있음을 확인하였다.

• 대한토목학회논문집
• /
• 제2권1호
• /
• pp.1-17
• /
• 1982

하천형태학적(河川形態學的) 특성(特性)은 유역(流域)의 수문학적(水文學的) 특성(特性) 및 수리학적(水理學的) 특성(特性)과 밀접(密接)한 관계(關係)를 가진다. 본(本) 연구(硏究)에서는 하천형태학적(河川形態學的) 특성(特性)과 빈도유량(頻度流量) 및 수리기하(水理幾何)의 관계(關係) 그리고 빈도유량(頻度流量)과 수리기하학적(水理幾何學的) 특성간(特性間)의 상관성(相關性)을 금강수계(錦江水系)를 대상(對象)으로 분석(分析)하였으며, 이들 연구(硏究)의 목적(目的)은 미계획지점(未計劃地點)에 대한 이수계획(利水計劃)을 수립(樹立)하는데 필요한 자료(資料)를 제공(提供)하는데 있다. 금강수계(錦江水系)의 하천형태학적(河川形態學的) 특성분석(特性分析)은 Horton의 하천차수개념(河川次數槪念)을 이용(利用)하여 하천지형(河川地形)의 3대법칙(大法則)에 의거 분석(分析)하였으며 분석결과(分析結果)는 Horton의 법칙(法則)과 잘 일치(一致)하였다. 금강수계내(錦江水系內)의 5개(個) 수위표지점(水位標地點)에서 생기빈도(生起頻度) 0.1~0.9의 유량자료(流量資料)를 사용(使用)하여 얻은 각(各) 지점(地點)의 유량빈도곡선(流量頻度曲線)은 대체(大體)로 지수관계(指數關係)로 표시(表示)할 수 있었다. 하천형태학적(河川形態學的) 특성(特性)을 연속적(連續的)으로 표시(表示)하기 위하여 비례하천차수(比例河川次數)를 도입(導入)하였으며 이를 이용(利用)하여 유량(流量)-생기빈도(生起頻度)-비례하천차수간(比例河川次數間)의 관계(關係)에 대한 수학적(數學的) 모형(模型)을 정립(定立)하였다. 유역(流域)의 하천형태학적(河川形態學的) 특성(特性)을 매개변수(媒介變數)로 하여 빈도유량(頻度流量)과 수리기하학적(水理幾何學的) 인자간(因子間)의 관계(關係), 유역면적(流域面積)과 수리기하학적(水理幾何學的) 인자간(因子間)의 관계(關係)를 분석(分析)하여 각각(各各)에 대한 수학적(數學的) 모형(模型)을 제안(提案)하였다.