• 한국수자원학회논문집
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• 제36권1호
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• pp.13-21
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• 2003

본 연구는 목적은 레이더 자료의 활용을 위해 레이더 반사강도와 강우강도 사이의 레이더 관계식을 산정하는 것이다. Z-R 관계식를 산정하기 위해 충주댐 유역의 수위표지점중 영춘 수위표 지점의 유출량이 1,000~8.519㎥/sec인 강우사상을 선정하여 Z-R 방정식을 산정하였다. 32개의 강우량 관측소에서 A: 26.4~37.4, $\beta$=0.97~l.56.의 범위내에 분포함을 알 수 있었다. 산정된 Z-R 방정식의 상관계수는 0.63~0.748범위이며, Z=200Rl.6식의 상관계수는 0.63로 지점별 Z-R 방정식의 상관계수보다 낮은 상관성을 보이고 있다.

• Restorative Dentistry and Endodontics
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• 제34권5호
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• pp.450-459
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• 2009

본 연구의 목적은 새로 개발한 점탄성 측정기를 사용하여 수종의 광중합 복합레진의 초기 동적 점탄성 변화를측정하는 것이다. 본 연구에 사용된 점탄성 측정기는 세 부분으로 구성되었다. 첫째, 시편이 놓여지는 parallel plates; 둘째, DC 모터와 크랭크로 이루어진 회전진동전단변형 (Oscillatory shear strain)을 발생시키는 부분; 셋째, 전자기적 토크센서를 이용한 응력 측정 부분으로 구성되었다. 본 점탄성 측정기는 최대 2 Ncm의 토크를 측정할 수 있으며, 광중합기의 스위치는 컴퓨터와 연동하여 데이터 획득을 시작할 때 동시에 켜지도록 하였다. 본 연구에서는 시판 중인 6종의 광중합 복합레진 [Z-100 (Z1), Z-250 (Z2), Z-350 (Z3), DenFil (DF), Tetric Ceram (TC), Clearfil AP-X (CF)]을 사용하였다. 점탄성 측정기를 사용하여 동적 회전전단실험을 시행하였다. 직경 3 mm인 유리막대로 구성된 parallel plates 사이에 $14.2\;mm^3$의 복합레진을 적용시켰으며, 6 Hz의 진동수와 0.00579 rad의 진폭으로 변형을 가하고 발생된 응력을 측정하였다. 광중합이 시작됨과 동시에 측정이 시작되었으며, 광중합 후 10초 동안 점탄성의 변화를 관찰하였다. 각 복합레진에 대해 5 회 반복하여 측정하였고, 실험은 $25{\pm}0.5^{\circ}C$에서 진행되었다. 측정된 변형-응력 곡선으로부터 복소전단탄성계수 G*, 저장전단탄성 계수 G', 손실전단탄성 계수 G"를 구하였고 G*가 10 MPa에 이르는 시간을 구하였다. 각 재료의 복소전단탄성계수 G*와 10 MPa에 이르는 시간에 대해 일원분산분석 (One-way ANOVA)과 사후검정 (Tukey 검정)을 시행하였다 (${\alpha}$= 0.05). 결과는 다음과 같다. 1.본 연구를 위해 제작한 점탄성 측정기는 광중합 복합레진의 중합 초기 10초 동안의 동적 점탄성 변화를 신뢰성 있게 측정 할 수 있었다. 2. 모든 복합레진은 광조사 개시 후 $1{\sim}2$초의 불응기를 지난 다음 급격한 전단탄성계수의 증가를 보였다. 3. 모든 복합레진은 광중합 10 초간 손실전단탄성계수보다 저장전단탄성계수의 높은 증가를 보였다. 4. 광중합 초기 10초 후 복소전단탄성계수 값은 $150.3{\sim}563.7\;MPa$로, Z-100이 가장 높았고, 그 다음 Clearfil, Z-250, Z-350, Tetric Ceram, DenFil의 순이었다. 5. 복소전단탄성계수가 10 MPa에 이르는 시간은 Z-100이 2.55초로 가장 빨랐고, DenFil이 4.06초로 가장 느렸다.

• 디지털융복합연구
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• 제11권12호
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• pp.551-556
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• 2013

전완부와 요추부의 골밀도 검사를 통해 얻은 골밀도 값, T-score 와 Z-score 수치간의 상관관계 및 보정함수를 구해 어느 한 부위의 결과로서 다른 부위의 결과를 유추하는데 목적이 있다. 환자 66명은 연령별로 11명씩 20대에서 70대까지 환자들로 구성하였고 측정된 전완부와 요추부의 골밀도와 T-score와 Z-score를 조사하여 세가지 사항들에 대해 각각 상관관계가 있는지 평가하고 그 상관관계를 구하여 보정계수를 찾는다. 골밀도의 상관계수는 R=0.769 이고 보정계수 식은 Y=1.541X + 0.133 이다. T-score의 상관계수는 R=0.768 이고 보정계수식은 Y=0.715X - 0.4 이다. Z-score의 상관계수는 R=0.635 보정계수식은 Y=0.751X - 0.162 이다. 상관관계와 보정계수식를 통해 어느 한 부위의 결과로서 다른 부위의 결과를 유추할 수 있는 임상적 유용성이 있을 것으로 사료된다.

• EDISON SW 활용 경진대회 논문집
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• 제4회(2015년)
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• pp.171-176
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• 2015

일반적으로 어떠한 계의 크기가 커지면 확산계수 (Diffusion coefficient, D) 는 증가하는 것으로 알려져 있다. 본 연구에서는 원자의 개수와 계의 크기를 증가시키면서 정방계와 직방계에서의 확산계수를 계산하였다. 확산계수를 계산하는 방법으로 Einstein-Smoluchowski 관계식을 사용하였다. 정방계에서 x, y, z축의 확산계수를 계산해본 결과, 계의 크기와 원자의 개수가 증가할 때 각 축의 확산계수도 같이 증가하는 것을 확인할 수 있었다. 그리고 직방계에서 x, y축의 셀 길이를 고정시키고 z축의 셀 길이를 늘여가며 확산계수를 계산해본 결과, x, y축의 확산계수는 정방계와 비슷하게 증가하는 경향을 보였으나 z축의 확산계수는 변화가 거의 없음을 확인할 수 있었다.

• 천문학회보
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• 제46권2호
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• pp.44.3-45
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• 2021

일반화된 excursion set 이론과 자기 유사 구형 유입(Self-similar spherical infall) 모형에 기반하여 Splashback 질량함수에 대한 해석적 단일 매개변수 모델을 착안하였다. Planck/WMAP7 관측결과를 토대로 구축된 EREBOS N-Body 시뮬레이션의 수치적 결과의 해석적 모델을 이용한 회귀분석을 통해 단일 매개변수이자 Splashback 경계의 확산적 특성을 수치화하는 확산계수(Diffusion Coefficient)의 추정치를 계산하였다. 계산된 확산계수를 적용한 해석적 모델과 수치적 결과가 5 ≤ M/(10¹²h^-1 M_⊙) < 10³의 질량범위에서 매우 근접히 일치하는 것을 보였으며 Baysian and Akaike Information Criterion 검정을 통해 0.3 ≤ z ≤ 3의 범위에서 기존의 모델들보다 본 모델이 선호 돼야함을 확인하였다. 또한 확산계수가 적색편이에 대하여 선형진화에 근접한 변화를 보임을 발견하였으며, 특정 임계 적색편이(z_c)를 기준으로 확산계수가 0에 수렴함을 발견하였다. 더 나아가 두 Planck모델과 WMAP7모델에서 도출된 확산계수는 서로 상당한 차이를 보였다. 이 결과는 암흑물질 헤일로의 splashback 질량함수가 z ≥ z_c에서 매개변수가 없는 온전한 해석적 모델로 설명되고 z_c가 독립적으로 우주의 초기조건을 독립적으로 특정지을 수 있는 가능성을 지님을 시사한다. 이 초록은 The Astrophysical Journal의 Ryu & Lee 2021, ApJ, 917, 98 (arxiv:2103.00730) 논문을 바탕으로 작성되었다.

• 공업화학
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• 제1권2호
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• pp.161-167
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• 1990

Methylphenyldichlorosilane을 중합시켜 poly(methylphenyl)silane(PMPS)을 합성하고 이를 photoresist로 이용하는데 있어서 화상형상특성을 설명하기 위하여 노광에 의한 광학계수 X, Y, Z를 측정하였다. 광학계수 X, Y, Z는 PMPS 필름에 광조사를 시킨 다음 투과도를 측정하여 구하였으며, 계수 Z는 광조사 시간에 따른 투과도의 초기 기울기로 부터 구하였다. 이들 계수로 부터 PMPS에 각종 증감제를 첨가하여 제조한 필름에 광조사를 시켜 광조사특성을 이론적으로 구하고 이를 잔막수득율을 측정한 결과 Z치와 잔막수득율은 parallel한 관계가 있었다.

• 한국수산과학회지
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• 제10권2호
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• pp.137-143
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• 1977

완전상태에 있는 자원에 있어서 감소계수를 Z, 완전가입연령을 $\alpha$라 할때 $\chi세 년급군의 미수는 $N\chi=N\alpha\;\exp\;{-z(\chi-\alpha)}$이므로 체장조성과 성장곡선식에서 감소 계수 z 및 생잔율 $\varrho^{-z}$를 추정하는 방법을 연구한결과를 요약하면 다음과 같다. 1. 최고연령을 b라 하고, a, b, z와 평균연령 $U\chi$와의 관계는 $$U\chi=\frac{a-b\;\exp\;(-z(b-a))}{1-\exp\;(-z(b-a))}+\frac{1}{z}....(1)$$ $$Z=\frac{1}{U\chi-\alpha....(2)$$ 이다. 2. 성장식을 사용하여 체장조성표의 각 체장계급치에 해당하는 연령을 추정하고 전계급에 걸친 평균연령을 계산하였다. 3. $U\chi$값을 $U\chi$, a, b, $\chi$의 관계식에 대입하여 감소계수 z 값을 구하고 이 zrkqtdf 사용하여 생잔율 $\varrho^{-z}$ 값을 구하였다. 4. 황해 및 동지나산 참조기의 감소계수, 생잔율 및 생잔율의 $95\%$ 신속구간을 계산한 결과는 0.82595, 0.43782, $0.43767\~0.43797$였다. 5. 같은 통계자료를 써서 다른 방법으로 계산한 생잔율 0.46089의 상대오차는 약 0.05이였다.

• 대한기계학회논문집
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• 제11권1호
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• pp.36-43
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• 1987

본 논문에서는 다중영역법과 이중절점법을 이용하여 응력세기 계수를 산정할 수 있는 컴퓨터 프로그램을 개발하고, 개발된 프로그램을 기존결과가 있는 직선균열 및 곡선균열에 적용하여 그 타당성을 검토한 후 엄밀해가 존재하지 않는 Z형상 균열에 대한 응력세기계수 값을 제시하고자 한다.

• 한국수산과학회지
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• 제14권4호
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• pp.253-259
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• 1981

어획대상 자원에 있어서 감소계수를 z, 완전가입 년령을 a, 최고년령을 b라 할 때 체장조성과 성장곡선식을 이용해서 감소계수 z를 구하는 수학적 모형을 설정하여 고등어와 전갱이의 생잔율을 추도한 결과를 요약하면 다음과 같다. 1. 평균년령을 $U_t$라 하면 a, b, z 및 $U_t$의 관계식은 $$U_t=\frac{a-b ex p[-z(b-a)]}{1-ex p[-z(b-a)]}+\frac{1}{z}$$이다. 2. 성장곡선식을 사용하여 체장조성표의 각 체장계급에 해당하는 년령을 추정하고 전계급에 걸친 평균년령을 계산하였다. 3. $U_t$값을 a, b, z 및 $U_t$와의 관계식에 대입하여 감소계수 z값을 구하고 생잔율 exp(-z) 값을 구하였다. 4. 한국 연안 (제1해구)산 고등어와 전갱이의 감소계수, 생잔율 및 생잔율의 $95\%$ 신뢰구간을 계산한 결과는 고등어가 0.87909, 0.41516, 0.35966-0.47264 전갱이가 2.22327, 0.10825, 0.06897-0.14974이었다.

• 한국수산과학회지
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• 제8권2호
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• pp.47-60
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• 1975

자원해석은 일반적으로 시계열적 견지에 입각하고 있으나, 본 연구에서는 단면적인 견지에서, 2년간의 자원변동을 극수적인 관계에서 파악하여 자원해석을 하였으며, 이것으로 각년의 가입량을 추정하는 방법 시도하였다. 이를 요약하면 다음과 같다. 1. 단일 population에 있어서 t 시기(년 또는 어기)와 t+1 시기와의 초기자원량(미수)의 관계는 $N_{0,\;t+1}=N_{0,\;t}(1-m_t)-C_t+R_{t+1}$ 단, $N_0$ : 초기자원량 (미수), C : 어획미수, R : 가입미수, m : 자연사망률 이다. 위의 식에서 다음의 관계가 성립된다. $\phi_{t+1}=\frac{(1-\varrho^{-z}{t+1})Z_t}{(1-\varrho^{-z}t)Z_{t+1}}-\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}\phi_t-a'\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}C_t+a'\frac{1-\varrho^{-z}t+1}{Z_{t+1}}R_{t+1}$ 단, $\phi$ : 밀도지수, M : 자연사망계수, Z : 감소계수, a' : 평균자원량에 대한 밀도지수 이 식에서 $\phi$ 및 $C_t$를 독립변수, $\phi_{t+1}$를 종속변수라해서 중회귀분석하여 $\phi_t$ 및 $C_t$ 의 각 계수를 구하고, 이 각 계수로서 저연사망계수 M, 단위노력당 어획계수 a'을 구하여 t+1연의 가입량추정치 $\hat{R}_{t+1}$를 구할 수 있다. 중회귀분석하는 데 있어서는 $R_{t+1}$이 거의, 같으며 $X_{t+1}$에 심한 차이가 없는 시기를 선정하여 취급할 수 있다. 2. 각 시기의 추정된 가입량은 가입량의 상대치로서 인정하는 것이 안전하다. 3. 밀도지수 대신으로 자원량지수를 사용하여도 같은 추정방법으로 가입량이 추정된다. 단, 어장면적을 고려해야 한다. 4. 변동관계를 미수로서 취급할 때는 이론적으로 가입량의 절대치를 구할 수 있으나, 중량으로 취급할 때는 이론적으로 가입량의 상대치를 구하게 된다. 그러나 어느 경우나 같은 추정방법이 적용된다. 5. 인도양의 bigeye tuna에 대하여 수전(1970)의 자료를 이용하여 본 추정방법에 적용시켜 보았다. 수전(1970)가 구한 M,q(단위노력당 어획계수)로서 계산된 각년의 가입량의 변화와 본연구에서 구한 각년의 가입량의 변화와는 극히 비례적이었다(Table 2, Fig.2). 6. 한국동안의 꽁치에 있어서 해황어황 주간예보 ($1964.3\~1974.8$ : 국립수산진흥원 포항지원)의 자료를 이용하여 어느 해의 춘하기의 밀도지수와 그해의 추동기의 밀도지수와의 관계에서 각년의 추기의 가입량을 추정하고 어느 해의 추동기의 밀도지수와 다음해의 춘하기의 밀도지수와의 관계에서 각년의 춘하기의 가입량을 추정하였다(Table4, Fig.5, Fig.7). 그 결과, 년금의 폭이 좁은 이 꽁치 군단에 있어서 각년의 밀도지수와 가입량이 상당히 비례적이었다.