• 경영과정보연구
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• 제34권4호
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• pp.121-139
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• 2015

본 연구는 연구문제 1로 소비자-브랜드 상호의존성, 소비자-브랜드 동일시, 브랜드향수, 브랜드 사랑의 4개 항목으로 크게 나누어 브랜드 신뢰 및 충성도와 항목의 중복성을 검토하였다. 고유값(eigen-value) 1이상을 기준으로 요인분석을 실시한 결과 예상했던 것과 달리 요인은 6개가 아니라 4개로 분류되었다. 이는 이전 연구에서 제시되었던 브랜드 체험, 소비자-브랜드 관계, 브랜드 사랑 등 매우 정교화된 항목으로 나누어진 변수들이 여러 논문에서 검증되는 과정을 거치다보니 타당성 평가결과 상당히 중복되거나 기존 논문의 결과와 다른 항목들이 수렴되는 경우가 많이 존재했듯이 본 연구에서도 비슷한 결과를 보였다. 연구문제 2에서는 브랜드 사랑은 브랜드 충성도 보다 더 달성하기 힘든 개념이라는 것을 결론적으로 제시하였다. 단순한 관계, 즉 브랜드 신뢰${\rightarrow}$소비자-브랜드 관계를 검증하였던 모형 1은 적합도가 매우 낮게 나타나 새로운 모형을 만들어 검증하였는데 대체로 본 연구는 브랜드 동일시${\rightarrow}$브랜드 신뢰${\rightarrow}$브랜드 충성도${\rightarrow}$브랜드 사랑의 과정으로 구성된 모형이 가장 적합한 모형임을 밝혔다. 무생물인 브랜드를 인간과 같이 사랑한다는 것은 반복적 구매의지를 나타내는 기존의 행동적 충성도 보다 더욱 달성하기 어려운 개념이 될 수도 있다는 것이다.

• 한국노년학
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• 제34권2호
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• pp.215-228
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• 2014

본 연구는 노인들의 주택개조 의지를 측정할 수 있는 도구를 개발하고 그 타당성을 규명하는 것을 목적으로 한다. 본 연구는 계획적 행위이론 모형을 토대로 한 방법론적 연구로, 사전조사를 실시하여 26개의 예비항목을 마련하였다. 개발된 항목의 내용타당도 검정을 위한 1차 조사와 탐색적 요인분석을 통한 구성타당도 검정 및 내적신뢰도 검정을 위한 2차 조사를 순차적으로 실시하였으며, 그 결과는 다음과 같다. 첫째, 전문가를 대상으로 내용타당도 검정을 통해 사전조사에서 개발된 26개 항목 중 일부가 제외되거나 병합되어 총 22개의 항목으로 재조정되었다. 둘째, 쇠퇴지역에 거주하는 만 65세 이상 여성 노인을 대상으로 도구의 구성타당도 검정하여 공통성이나 고유값이 부적합한 것으로 판단된 항목들을 제외하고 총 14개의 항목이 5개의 요인으로 재구성되었다. 이는 총 72.5% 수준의 설명력을 가지고 있었으며, 내적신뢰도 또한 0.75로 신뢰할만한 수준인 것으로 나타났다. 이러한 본 연구는 공공차원에서 쇠퇴지역의 물리적 환경을 개선함에 있어 주택 소유자의 개조의지를 정량화하여 객관적으로 파악할 수 있게 함으로써 지역의 원활한 환경 재생을 도모하는데 기여할 수 있을 것으로 예상된다.

• 농업과학연구
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• 제13권1호
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• pp.17-32
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• 1986

우리나라에서 재배(栽培)하고 있는 율무의 특성(特性)을 조사(調査)하고, 우량계통선발(優良系統選拔)에 대(對)한 기초자료(基礎資料) 얻기 위(爲)하여 강원도(江原道)와 제주도(濟州道)를 제외(除外)한 전국(全國) 각지(各地)에서 수집(蒐集)한 재래종(在來種) 율무 148 계통(系統)에 대(對)하여 주성분(主成分) 분석(分析)을 하여 재래종(在來種) 율무를 해석(解析)하고 계통분류(系統分類)를 행(行)하였던 바, 이에 대(對)한 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1. 특성(特性)의 변이(變異)에서 엽폭(葉幅)과 정곡(精穀) 100립종(粒重)을 제외(除外)하고는 계통(系統)들간의 변이(變異)가 상당(相當)히 심(甚)했다. 2. 모든 형질간(形質間)의 상관(相關)은 비교적 낮았으며 상관계수(相關係數)의 분절(分折)에서 다소(多少) 정(正)의 방향(方向)으로 치우친 정규분포(正規分布)의 양상(樣相)을 보였다. 3. 형질간(形質間)의 상관(相關)에 의해서 율무 계통(系統)을 분류(分類)한 결과(結果) 4 계통군(系統群)으로 분류(分類)할 수 있었는데 제일군(第一群)은 립(粒)과 초형(草型)에 관(關)한 특성군(特性群), 제이군(第二群)은 조만성(早晩性), 제삼군(第三群)은 분엽수(分葉數), 제사군(第四群)은 발아(發芽)에 대(對)한 특성군(特性群)으로 분류(分類)할 수 있었다. 4. 13개(個) 형질(形質)에 대(對)한 주성분(主成分) 분석(分析)의 결과(結果) 제사주성분(第四主成分)까지를 가지고 전체변동율(全體變動率)의 약(約) 60%를 설명(說明)할 수 있었고, 제십주성분(第十主成分)까지를 취(取)하면 전체변동율(全體變動率) 89%를 설명(說明)할 수 있었다. 5. 주성분(主成分)에 대(對)한 형질(形質)의 기여도(寄與度)는 차이(差異)가 심(甚)했고, 상위주성분(上位主成分)에서 높았으며 하위주성분(下位主成分)에서 낮았다. 6. 상관계수(相關係數)가 높은 형질간(形質間)에는 그 형질(形質)에 대응(對應)하는 고유(固有) vector의 값이 크기가 비슷하다. 7. 주성분(主成分) 분석(分析)을 이용(利用)한 계통분류(系統分類)의 결과(結果) 4계통군(系統群)으로 분류(分類)할 수 있었는데 4계통군(系統群)의 특성(特性)은 상관계수(相關係數)에 의한 분류(分類)의 특성군(特性群)과 같은 형질(形質)에 의해 결정(決定)되었다. 8. 계통간(系統間) 거리(距離)에 의해 148 계통(系統)을 4 계통군(系統群)으로 분류(分類)할 수 있었는데 계통군(系統群) I에는 79계통(系統)이 속(屬)하였고, 계통군(系統群)II에는 40계통(系統), 계통군(系統群) III에는 22계통(系統), 계통군(系統群)IV에는 7계통(系統)이 각각(各各) 속(屬)하였다. 9. 계통군(系統群)I은 중간(中稈), 소립(小粒), 중생(中生), 단엽계통(短葉系統)들이었고, 계통군(系統群)II는 단간(短稈), 소립(小粒), 조생(早生), 단엽계통(短葉系統)들이었고, 계통군(系統群)III은 장간(長稈), 대립(大粒), 만생(晩生), 장엽계통(長葉系統)들이었고, 계통군(系統群)IV는 단간(短稈), 대립(大粒), 중생(中生), 단엽계통(短葉系統)들이었다.

• 한국산림과학회지
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• 제77권4호
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• pp.429-444
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• 1988

편백(扁栢) (Chamaecyparis obtusa)은 1924년(年) 일본(日本)에서 도입(導入)된 후(後) 한국(韓國) 남부지방(南部地方)의 주요조림종(主要造林種)으로 식재(植栽)되고 있다. 그러나 현존(現存)하는 편백림(扁栢林)의 대부분(大部分) 유령림(幼令林)에 속(屬)하고 있으며 임목(林木)의 다각적(多角的) 용도(用途) 개발(開發)이라는 최근(最近)의 추세(趨勢) 고려(考慮)할 때, 합리적(合理的)인 경영관리(經營管理)에 필요(必要)한 종합적(綜合的)인 정보구명(情報究明)이 시급(時急)한 과제(課題)라고 할 수 있다. 이러한 관점(觀點)에서 전남(全南) 장성군(長成郡) 삼서면(三西面) 식재(植栽)된 23년생(年生) 편백림(扁栢林)을 대상(對象)으로 83본(本) 표본목(標本木)을 선정대목(選定代木)하여 각종(各種) 수간장성인자(樹幹長成因子)들을 측정(測定)한 후(後) 정준상관분석법(正準相關分析法), 주성분분석법(主成分分析法) 및 인자분석법(因子分析法)을 적용(適用)하여 성장(成長) 특성(特性), 성장인자간(成長因子間)의 관계(關係), 잠재적(潛在的) 및 종합적(綜合的) 정보구명(情報究明)을 위하여 조사분석(調査分析)한 결과(結果)를 요약(要約)하면, 간재적(幹材積)과 질적성장인자(質的成長因子)의 정준상관분석(正準相關分析)에서 정준상관계수(正準相關係數) $0.988^{**}$이며, 정준변량(定準變量) 계수(系數)에서 비대성장인자(肥大成長因子)에서는 흉고직경(胸高直徑), 상장성인자(上長成因子)에서는 수고(樹高)가 유력(有力)한 인자(因子)로 밝혀 졌으며, 흉고직경(胸高直徑)과 수고(樹高)를 1조(組)로 선형(線形) 종합(綜合)한 정준변량(正準變量)과 간재적간(幹材積間)의 상관(相關)을 분석(分析)한 결과(結果)는 간재적((幹材積)에 대한 영향력(影響力)은 흉고직경(胸高直徑)이 수고(樹高)에 비(比)하여 높았다. 12개(個)의 수간(樹幹) 제성장인자(諸成長因子)들에 대(對)한 주성분(主成分) 분석결과(分析結果)에서 설정(設定)된 유효목표(有效目標) 85.00%에 합당(合當)하도록 채택(採擇)된 제(第)1~(第)2 주성분(主成分)까지의 누적기여율(累積奇與率)은 88.16%이며, 제(第)1, 제(第)2 주성분(主成分)은 각각(各各) "크기인자(因子)", "형상인자(形狀因子)"로 해석(解釋)되었다. 유효주성분(有效主成分) 각변량(各變量)에 대한 기여율(奇與率)은 수관직경(樹冠直徑), 지하고(枝下高) 및 망고(望高)를 제외(除外)한 모든 변량(變量) 정보(情報)가 87.00% 이상(以上)을 설명(說明)해 주었다. 상관행렬(相觀行列) 대각선요소(對角線要素)를 SMC로 하여 얻어진 고유치(固有値) 의(衣)해서 공통인자(共通因子)를 2개(個)로 정하였으며 $f^*_1$은 수간(樹幹) 비대성장계(肥大成長系)의 $f^*_1$은 상장성장수(上長成長系)의 형질인자(形質因子)의 잠재적인자(潛在的因子)로 해석(解析)되었다. 각종성장인자(各種成長因子)의 내재현상(內在現像)은 지하고(枝下高), 수관직경(樹冠直徑)을 제외(除外)한 공통성(共通性)이 78.62~98.30%의 높은 설명력(說明力)을 가진다. 공시목(供試木) 83본(本)은 인자득점(因子得點)의 표준편차(標準偏差)(1)를 반경(半徑)으로 한 원내(員內)의 표준목(標準木)은 중간형(中間型)으로 그리고 제(第) 1, 2, 3, 4 상한별(象限別)의 수간형질분류(樹幹形質分類)는 각각(各各) 비대(肥大), 수고성장(樹高成長)의 총합형(總合型), 세장형(細長型) 왜소형(矮小型) 및 단비형(短肥型) 등(等)의 5개유형(個類型) 분류(分類)할 수 있다.

• 한국토양비료학회지
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• 제12권1호
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• pp.1-14
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• 1979

한국(韓國) 답토양(畓土壤) 92개(個) 지점(地点)을 선정조사(選定調査)하고, 채취(採取)된 시료(施料)로 입도(粒度), 산도(酸度), 전도도(電導度), 전질소(全窒素), 유기물(有機物), 양(陽)이온 치환용량(置換容量), 치환성염기(置換性鹽基), 전인산(全燐酸), 유효인산(有效燐酸), 유리산화물(遊離酸化物) 및 유효규소(有效珪素) 등등(等等)의 26개(個) 항목(項目)의 토양분석(土壤分析) 결과(結果)를 가지고 쌀 생산력(生産力)에 미치는 중요인자(重要因)子 중(中)의 하나인 비옥도(肥沃度)를 정량적(定量的)으로 평가(評價)하고, 이 비옥도(肥沃度) 평가(評價)에 근거(根據)하여 객관적(客觀的)인 비옥도(肥沃度) 분류(分類)를 실행(實行)코저 한 바 다음과 같은 결과(結果)를 얻을 수 있었다. (1) 상관분석(相關分析) 및 예비자료(豫備資料) 분석(分析)을 통(通)하여 사(砂),미사(徵砂)+점토(粘土), 산도(酸度), 양(陽)이온 치환용량(置換容量), 치환성(置換性) 석회(石灰)+고토(苦土), 유기물(有機物), 전질소(全窒素), 암모니아태(態) 질소(窒素), Bray-P,0.2 N HCl-P, 전도도(電導度), 0.2N HCl-K, 치환성(置換性)나트륨, 유리산화철(遊離 酸化鐵), 유리산화(遊離酸化) 망간 등(等) 토양(土壤) 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子) 추출(抽出)에 유용(有用)한 15개(個)의 변수(變數)가 얻어졌다. (2) 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子)를 추출(抽出)하기 위하여 주성분(主成分) 분석(分析)(principal component analysis)을 행(行)하였든 바 고유치(固有値)(eigen value)가 1.0이상(以上)이고 누적기여율(累積寄與率)(Cumullative %)이 약(約) 80%인 5개(個)의 주성분(主成分)이 얻어졌다. (3) 주성분(主成分) 분석결과(分析結果) 얻어진 5개(個)의 주성분(主成分)은 각(各) 특성간(特性間)의 분리(分離)가 불명확(不明確)하여 해석(解析)이 곤란(困難)한 점(点)이 있었으므로 인자분석(因子分析)(factor analysis)의 일종(一種)인 Varimax 방법(方法)을 적용(適用)한 결과(結果) 해석(解析)이 가능(可能)한 5개(個)의 비옥도(肥沃度) 공통인자(共通因子) 즉 토성(土性)과 유효인산(有效燐酸), 유기물(有機物), 염분(鹽分), 염기(鹽基) 및 유리산화물(遊離酸化物) 상태(相態)를 나타내는 비옥도(肥沃度) 인자(因子)들이 추출(抽出)되었다. (4) 추출(抽出)된 비옥도(肥沃度) 인자평점계수행렬(因子評点係數行列)을 이용(利用)하여 각개체(各個體)에 대한 인자평점(因子評点)을 계산(計算)하여 수치분류(數値分類)(numerical taxonomy)를 행(行)한 결과(結果) 각각(各各) 특징(特徵)을 가진 7개(個)의 비옥도군(肥沃度群)으로 분류(分類)할 수 있었다. (5) 미분수(未分數)된 시료(試料)는 판별개수(判別關數)(discriminant function)법(法)에 의하여 7개군(個群) 중(中) 어느 한 군(群)으로 재분류(再分類)할 수 있었다.

• 한국유통학회지:유통연구
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• 제16권2호
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• pp.57-94
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• 2011

자사 온라인점포로 고객 방문을 이끌어내기 위해 마케터는 고객의 욕구를 반영한 웹사이트를 구축한다. 기존 연구의 상당수는 온라인점포에서 고객의 반응에 영향을 주는 기술적, 기능적, 내적 특성 변수들에 관한 것이어서 소비자 심리, 외적 단서 변수에 관한 연구는 미흡하였다. 이에 본 연구에서는 관계의 선행 변수로 제시되는 개성을 온라인에서의 점포 개성으로 하여 점포 충성도에 미치는 영향을 소비자 심리 변수인 동일시, 신뢰, 인게이지먼트를 매개변수로 고려하여 이들 변수의 구조적 인과관계를 규명해 보았다. 연구결과, 온라인에서도 점포 개성이 존재하며 온라인점포 개성의 일부 차원이 동일시에 긍정적인 영향을 미치고 동일시는 점포 충성도에 직접적인 영향을 미치기도 하지만 신뢰와 인게이지먼트를 매개하여 간접적인 영향도 주는 것으로 나타났다. 연구의 후반부에 본 연구의 시사점, 한계, 향후 연구 방향을 제시하였다.

• 중소기업연구
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• 제31권2호
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• pp.103-120
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• 2009

창업보육센터는 창업을 준비하는 예비창업자 및 신규 창업자에게 사업을 영위하는데 필요한 자원 및 서비스를 제공하고, 사업을 수행하는 과정에서 발생되는 다양한 문제의 해결에 도움을 주고 있다. 그러나 이러한 지원은 상황에 따라 기업의 자생력을 높이기보다는 창업보육센터에 대한 의존도를 높이는 경향이 있다. 본 연구는 창업보육서비스를 제공형태에 따라 인프라 지원, 네트워크 연계 지원, 직접 지원으로 분류한 후에 이들 서비스의 제공이 입주기업의 창업보육센터 의존도에 미치는 영향관계를 살펴보고, 아울러 입주기간에 따른 조절효과를 살펴보았다. 연구결과 세 가지 보육서비스 모두 의존도에 영향을 미치는 것으로 파악되었으며, 입주기간에 따른 조절효과는 기간이 늘어날수록 네트워크 연계 지원서비스에 정의 효과가 있는 반면 직접 지원서비스는 부의 효과가 있는 것으로 파악되었다. 이러한 결과는 입주기간이 늘어감에 따라 직접 지원서비스의 경우에는 입주기업이 센터의 자원을 흡수하여 기업의 역량으로 만들어 가지만, 네트워크 연계 지원서비스는 기업의 센터에 대한 의존도를 높이고 있다는 것을 보여준다. 따라서 신생기업이 자생력을 갖기 위해서는 보육서비스를 보육기간에 따라 차별적으로 제공해야 한다는 시사점을 제시하고 있다.