단형질 개체모형을 이용한 육종가 추정프로그램의 해를 구하는 컴퓨터 프로그램을 포트란 언어를 이용하여 자체개발하였고, 프로그램은 자료기반으로 반복적으로 계산을 해 나가는 간접법을 이용한 것으로 일반적인 알고리즘으로 프로그램을 개발하고 이의 효율을 개선한 개선알고리즘으로 프로그램을 개발하여, 두 프로그램 간 효율을 비교하였다. 기존의 전통적인 알고리즘은 순차적인 반복문을 이용하여 자료를 읽고 기록하는 방법이며, 새로운 알고리즘은 효과별로 LHS를 직접 작성하여 추정하는 방법을 사용하였다. 개발된 두 가지 프로그램으로 육종가를 추정하고, 그 추정 값이 정확하게 평가되었는지 알아보기 위하여 기존에 개발되어 사용되고 있는 BLUPF90 (Misztal, 2007)과 MTDFREML (Boldman 등, 1999)과 비교하여 보았다. 서로 다른 프로그램으로 추정된 육종가간의 상관은 전체 항목에서 99% 이상 고도의 상관이 나타났으며, 프로그램 추정치 간의 높은 상관으로 볼 때 Model I, Model II는 정확하게 개발되었고 평가된 것을 확인할 수 있었다. Solution이 수렴 될 때까지의 반복횟수는 Model I은 2,568 round, Model II는 1,038 round로 수렴되어 Model II가 Model I보다 작은 반복횟수에서 수렴이 된 것을 확인할 수 있었으며, 수렴속도는 Model I은 256.008초, Model II는 235.729초로 Model II가 Model I 보다 약 10% 정도 개선된 것을 확인할 수 있었다. 개발된 프로그램을 기존 D/B와 연계한다면 농가 및 지자체 등에 지속적인 개량 정보를 제공할 수 있으며, 농가 단위 암소 유전능력평가로 암소개량을 도모할 수 있을 것이라 사료된다.
본 연구는 실험방법이 간단하고 분석비용이 저렴하며, 단시간내에 세균수를 측정할 수 있는 현장적용 가능한 방법을 확립하기 위하여 냉장우육의 총균수를 표준평판배양법과 배양온도를 25$^{\circ}C$, 30$^{\circ}C$, 35$^{\circ}C$ 별로 레자주린 환원색과 환원시간을 측정하여 상관관계를 산출하였다. 연구결과를 보면, 총균수(25$^{\circ}C$/72시간, Y)와 레자주린 환원시간(X)과의 상관계수는 RRT (Resazurin reduction test) 배양온도가 25$^{\circ}C$와 30$^{\circ}C$, 환원색은 청색에서 분홍색으로 변할 때가 각각 -0.95와 -0.94로서 가장 높았다. 상관계수와 환원시간을 감안할 때 RRT 배양온도는 30$^{\circ}C$가 적합하였으며, 이때 회귀방정식은 Y = -0.4386X+7.7870이었으며, 돼지고기의 총균수가 $10^2$, $10^3$, $10^4$cfu/$cm^2$일 경우 검사시간은 13.2시간, 10.9시간, 8.6시간이었다. 총균수(30$^{\circ}C$/72시간, Y)와 레자주린 환원시간(X)과의 상관계수는 RRT 배양온도가 30$^{\circ}C$, 환원색은 청색에서 분홍색으로 변할 때가 -0.93으로서 가장 높았다. 이때 회귀방정식은 Y=-0.4171X+7.5540이었으며, 돼지고기의 총균수가 $10^2$, $10^3$, $10^4$ cfu/$cm^2$일 경우 검사시간은 13.3시간, 10.9시간, 8.5시간이었다. 총균수(35$^{\circ}C$/48시간, Y)와 레자주린 환원시간(X)과의 상관계수는 RRT 배양온도가 30$^{\circ}C$, 환원색은 청색에서 분홍색으로 변할 때가 -0.93으로서 가장 높았다. 이때 회귀방정식은 Y=-0.3514X + 6.7513이었으며, 돼지고기의 총균수가 $10^2$, $10^3$, $10^4$cfu/$cm^2$일 경우 검사시간은 13.5시간, 10.7시간, 7.8시간이었다.
1993년 거금수로에서 계절별로 수온, 염분을 관측하였으며, 수로내 2개 정점에서 25시간 연속 수온, 염분 관측을 실시하여 이들 자료를 비교, 분석하였다. 수온은 년중 $7.0\~25.0^{\circ}C$의 범위로 동, 하계의 온도차는 약 $18^{\circ}C$이다. 표, 저층간의 온도차는 년중 $0.75^{\circ}C$ 이하로 수로내 해수의 수온 성층은 매우 약하다. 수로방향으로의 수평 온도차도 약 $0.3^{\circ}C$ 이하로, 수로를 따라서의 강한 조류가 거금수로내 수온의 수평, 연직 분포에 크게 영향을 미치고 있음을 시사한다. 염분도 수온과 같이 년중 표, 저층 및 수로 방향에서 수평 염분차가 $0.5\%_{\circ}$ 이하로 작다. 염분은 4월이 $34.0\%_{\circ}$, 8월이 $30.0\%_{\circ}$로, 4월이 8월에 비해 $4\%_{\circ}$정도 높다. 이는 동 시기의 강우량과 일조시간의 분포와 일치해 기상에 직접 영향을 받고 있음을 알 수 있다. T-S diagram에 나타난 계절별 수괴 특성은 동계에서 하계로 갈수록 저온 고염의 고밀도수에서 고온 저염의 저밀도수로 변화하며, 표, 저층간의 밀도차는 춘계와 추계에 거의 0, 동계와 하계에 $1.0\~1.5$로 매우 작다. 1993년 4월 $29\~30$일의 조위 변동에 따른 수온과 염분의 변화는 고조시 수온은 낮고 염분은 높다. 저조시는 그역의 변화를 나타낸다. 1일 중의 수온과 염분의 탁월 변동 주기는 동 해역에서 탁월한 반 일주조의 조석주기와 거의 일치한다. 해역의 성층 정도를 판단하는 성층계수는 년중 $4.0J/m^3$이하로 조류에 의한 저층 연직 혼합이 년중 매우 활발함을 나타낸다. 성층 진단식에 의한 성층과 혼합의 크기는 조류에 의한 혼합항이 $4.7\~14.1J/m^3day^{-1}$로 가장 크다. 관측에서 나타난 계절별 수온, 염분 구조와 일치하는 조류 혼합률 $\varepsilon$의 평가는 0.005였다.
Present study was undertaken to establish the modified Broca's indices to estimate standard body weight by using a total of 5,496 insured persons who were medically examined at the Honam Medical Room of Dong Bang Life Insurance Company Ltd. from January, 1983 to January, 1986. The results were as follows: 1. The linear regression equations of body weight to $height^3$ to estimate standard body weight were as follows: In male, for $18{\sim}19$ age group $y=7.272{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.560$ for $20{\sim}29$ age group $y=8.187{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.031$ for $30{\sim}39$ age group $y=8.627{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.169$ for $40{\sim}49$ age group $y=9.561{\times}10^{-6}{\times}x^3+20.994$ for $50{\sim}59$ age group $y=8.604{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.081$ and for all ages group $y=7.778{\times}10^{-6}{\times}x^3+25.929$ In female, for $18{\sim}19$ age group $y=8.252{\times}10^{-6}{\times}x^3+18.920$ for $20{\sim}29$ age group $y=7.715{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.409$ for $30{\sim}39$ age group $y=8.808{\times}10^{-6}{\times}x^3+21.440$ for $40{\sim}49$ age group $y=9.691{\times}10^{-6}{\times}x^3+21.940$ for $50{\sim}59$ age group $y=12.550{\times}10^{-6}{\times}x^3+11.031$ and for all ages group $y=7.300{\times}10^{-6}{\times}x^3+26.601$ In both sexes, for all ages group $y=8.342{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.998$ 2. The modified Broca's index is expressed by formula $\{height(cm)-100\}{\times}K(kg)$. K is obtained from the following formula standard weight to average height estimated $\frac{by\;means\;of\;linear\;regression\;equation(kg)}{\{Average\;height(cm)-100\}{\times}K(kg)}$=1 Author's modified Broca's indices are as follows: In male, for $18{\sim}19$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.85(kg)$ for $20{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ for $40{\sim}49$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ for $50{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ and for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for $18{\sim}19$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $20{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ for $40{\sim}49$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.05(kg)$ for $50{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.05(kg)$ and for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ In both sexes, for all age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ 3. Several types of modified Broca's index recommended by author are as follows: I. In male, for $18{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ and for $30{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for $18{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ and for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ II. In male, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ III. In both sexes, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ Note: The first type of modified Broca's index is the most precise one in estimating standard body weight among several types established by author. 4. Error of estimated standard body weight appearing by applying modified Broca's indices is generally greater in short build persons than in tall build persons and is more dominant especially in female group.
본 연구에서는 처음으로 한반도 서울지역에서 OMI (Ozone Monitoring Instrument) 센서로 관측된 대류권 이산화질소 칼럼농도를 이용하여 OMI 센서의 관측시간인 13:45에서의 월 평균 및 일별 위성 지표 이산화질소 혼합비를 추정하였다. 본 연구에서는 세 가지 회귀모델들이 이용되었다. 첫 번째 회귀모델(M1)은 OMI 대류권 이산화질소 칼럼농도와 지점 측정값과의 선형회귀를 통한 회귀계수로 구성되어있다. 두번째 회귀모델(M2)은 OMI 대류권 이산화질소 칼럼농도와 AIRS (Atmospheric Infrared Sounder) 센서로 관측한 행성경계층 높이, 온도, 압력 자료 모두가 반영된 회귀모델이다. 세 번째 회귀모델(M3M, M3D)은 다중회귀모델로서 앞서 고려된 이산화질소 칼럼농도와 행성경계층 높이와 다양한 기상변수를 추가적으로 반영하는 회귀모델이다. 본 연구에서는 2009년에서 2011년까지를 회귀모델의 훈련기간으로 하여서 각 회귀식의 회귀계수를 도출하였으며 2012년도는 검증기간으로서 훈련기간에 도출된 회귀모델들의 성능을 평가하였다. 회귀모델들로 추정된 월 평균 지표 이산화질소 혼합비와 지점 관측소에서 지점 측정장비로 측정된 월평균 지표 이산화질소 혼합비와 가장 높은 상관성(avg. R = 0.77)을 보이는 회귀분석방법은 다중회귀분석방법(M3M)이다. 또한, 회귀모델들로 추정된 13:45에서의 일 지표 이산화질소 혼합비와 지점 관측소에서 지점장비로 측정된 지표 이산화질소 혼합비와 가장 좋은 상관성(avg. R = 0.55)을 보인 것도 다중회귀분석방법(M3D)이다. 회귀모델들로 추정된 지표 이산화질소 혼합비는 지점 측정값에 비해 과소추정 되는 경향이 나타났다. 회귀모델들로 추정된 지표 이산화질소 혼합비를 평가하기 위해 지점 측정값과의 RMSE (Root Mean Square Error), mean bias, MAE (Mean Absolute Error), percent difference와 같은 통계분석을 실시하였다. 본 연구는 위성을 통한 지표 이산화질소 혼합비 산출 가능성을 보여준다.
이 연구는 우리나라 군 장병이 복무를 하는 과정에서 병영 안의 내무반생활과 병영 밖의 군사훈련생활에서 흡연 양상의 차이와 이와 관련한 구강보건행태와 인식의 변화를 알아보고자 하였다. 이를 위해 2009년 3월 16일부터 6월 16일까지 육군 ${\bigcirc}{\bigcirc}$부대에 복무하고 있는 장병 367명의 설문 응답을 분석하여 다음의 연구결과를 얻었다. 1. 군인의 복무 상황에 따른 구강보건행태를 비교한 결과, 군사훈련생활에서는 내무반생활에 비하여 구강 건강을 적절히 관리하지 못하고 있었다. 칫솔 사용률은 내무반생활에서는 96.2%이었지만 군사훈련생활에서는 72.0%로 감소하였다. 내무반생활을 할 때에는 하루 3회 이상 칫솔질을 한다는 군인이 55.3%이었으나, 군사훈련생활을 할 때에는 29.3%로 크게 감소하였다. 2. 군에 입대한 후 구강예방진료, 구강보건교육, 금연교육을 받은 경험이 없는 군인이 각각 84.1%, 90.7%, 87.9%이었다. 3. 군인의 52.8%가 흡연자이고, 47.2%는 비흡연자이었다. 흡연자의 31.1%는 흡연 후에 아무런 구강건강관리행위를 하지 않았다. 흡연하는 담배 개비의 수는 내무반생활에서는 평균 13.97개비(표준편차 7.51), 군사훈련생활에서는 평균 13.02개비(표준편차 8.36)로서 통계적으로 유의한 차이는 없었다(p=0.109). 4. 흡연자는 칫솔질 횟수와 칫솔질 시간이 적을수록 Pack years가 높은 경향을 보이지만, 통계적으로 유의한 차이는 없었다(각각 p=0.063, p=0.184). 5. 흡연에 대한 구강보건인식을 조사한 결과, 흡연자의 77.9%와 비흡연자의 88.8%가 흡연이 구강건강에 영향을 미친다고 생각하였고(p=0.0095), 흡연자의 52.4%와 비흡연자의 72.5%가 구강건강이 전신건강에 영향을 미친다고 생각하였으며(p=0.0007), 또한 흡연자의 35.8%와 비흡연자의 59.1%가 군대 내에서 금연교육이 필요하다고 생각하였다(p<0.0001). 아울러 전체 대상자의 77.8%와 64.5%가 각각 군대 내에서 구강검진이 필요하고, 구강보건교육이 필요하다고 생각하였으나 이 두 가지의 인식에서는 흡연자와 비흡연자 사이에 통계적으로 유의한 차이는 없었다. 6. 군사훈련생활과 흡연 여부에 따른 칫솔질의 횟수 및 시간을 조사한 결과, 내무반생활에 비하여 군사훈련 생활에서 1회만 칫솔질을 할 확률은 2회 이상 칫솔질을 할 확률보다 9.29배 높았으며(p<0.01), 내무반 생활에 비하여 군사훈련생활에서 1분 이내로 칫솔질을 할 확률은 1분 이상 칫솔질을 할 확률보다 2.19배 높아 통계적으로 유의한 차이가 있었다(p<0.01). 하지만 칫솔질의 횟수와 시간 전체에 대해서는 군사훈련생활 여부와 계급을 보정한 결과, 비흡연자와 흡연자 사이에 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 이번 연구를 통하여 우리나라의 군 병사는 내무반에서 생활할 때에 비하여 군사훈련의 생활을 할 때에 자가구강 관리에 어려움을 겪고 있으며, 흡연율이 높지만 군대 내의 금연교육과 구강보건교육은 부족하다는 사실을 확인할 수 있었다. 따라서 군에서는 군 장병이 군 복무를 하는 동안 구강건강이 증진될 수 있도록 의무 환경을 적극적으로 개선해야 할 것이다.
The 20-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ uptake became readily available for routine use and it replaced $^{131}I$ for thyroid imaging. However measuring thyroid uptake during a 5-minute minimizes pertechnetate uptake by the salivary glands and presence of contaminated saliva from those glands in to the pharynx and esophagus. A study was carried out to determine the suitability of the utility of a S-minute and 20-minute interval from administration of $^{99m}Tc-pertechnetate$ to imaging and uptake measurement as a replacement for the 24 hour standard originally established with $^{131}I$, and to evaluate the relationship between 5-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ uptake and other thyroid functions. A 5-minute and 20-minute uptake of $^{99m}Tc-pertechnetate$ were measured in 70 patients with thyroid disease at Yeungnam University Hospital from March 1, 1991 to Feb. 29, 1992. The results were as follows. 1) The 5-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ uptake in Graves' disease, Hashimoto's thyroiditis, simple goiter, non toxic nodular goiter, subacute thyroiditis and euthyroid were 18.2%, 14.6%, 2.8%, 3.2%, 1.2% and 1.1%, respectively. There was a significant difference between the mean of the euthyroid group and the mean of the Graves' disease. So differenciation between them can be easily made. 2) The 5 minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ thyroid uptake was well correlated with 24 hour $^{131}I$ thyroid uptake (r=0.75, p<0.001). These data provided an equation for estimating the 24 hour uptake of iodide given the 5 minute pertechnetate uptake: Estimated 24-hour $^{131}I$ thyroid Uptake= 7.188*ln (5 minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ uptake)+16.94 3) The 20-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ thyroid uptake was well correlated with 24-hour $^{131}I$ uptake (r=0.72, p<0.001) and 5-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ thyroid uptake (r=0.96, p<0.001). 4) In the Graves' disease, The 5-minute $^{99m}Tc-pertechnetate$ thyroid uptake was well correlated with serum $T_3-resin$ uptake (r=0.46, p<0.01), serum total $T_3$ (r=0.55, p<0.05), serum total $T_4$ (r=0.46, p<0.05). These results suggest that 5-minute ${99m}Tc-pertechnetate$ thyroid uptake has been found at least as useful as 24-hour $^{131}I$ uptake for diagnostic confirmation at our hospital, the logistical advantages of completing the diagnosis. The exam in 5-minutes led us to abandon the 24-hour study in the majority of patients, but the 24-hour $^{131}I$ uptake is still obtained in patients with planned or potential radioiodine therapy.
급성 전신 및 부분 피폭시 피해자들에 대한 치료방침의 결정에 있어 참고자료로서 사용하기 위하여 저자들은 체외에서 말초혈액을 ${60}Co\;{\gamma}-$선으로 2Gy에서 12Gy까지 방사선 조사하여 말초 임파구에서 관찰되는 염색체이상의 빈도와 방사선량과의 관계를 실험적으로 연구하였다. 관찰된 세포중 불안정 염색체이상(dicentric 염색체, ring 염색체, acentric fragment쌍)이 나타난 세포의 비율은 2Gy에서 32%, 4Gy에서 47%, 6Gy에서 80%, 8Gy에서 94%, 10Gy이상에서는 100%였다. 급성 전신 피폭시 평균 흡수선량을 반영하는 지표인 Ydr은 2Gy에서 0.373, 4Gy에서 0.669, 6Gy에서 1.734, 8Gy에서 2.773, 10Gy에서 3.746 그리고 12Gy에서 5.454였다. 방사선량(D)과 염색체이상(dicentric염색체와 ring염색체의 합) 빈도(Ydr)와의 관계는 $Ydr=9.322{\times}10^{-2}/Gy{\times}D+2.975{\times}10^{-2}/Gy^2{\times}D^2$로 나타났다. 신체의 부분피폭시의 선량 및 과거의 피폭선량을 계산할 때 사용하는 지표인 Qdr은 2Gy에서 1.166, 4Gy에서 1.436, 6Gy에서 2.173, 8Gy에서 2.945, 10Gy에서 3.746, 그리고 12Gy에서 5.454였다. 이와 같은 선량측정방법의 신빙도를 검증하기 위하여 신체의 부분에 균일한 선량분포의 1.8Gy, 2.5Gy 및 7.0Gy의 방사선치료를 일회 받은 환자들로부터 구한 Qdr은 각각 1.109, 1.222, 2.222였으며 이로부터 $Qdr=Ydr/(1-e^{Ydr})$의 관계식을 이용하여 계산해 낸 피폭선량은 1.52Gy, 2.48Gy 및 6.54Gy로서 실제 조사한 선량과 매우 근사한 결과를 얻었다.
본 연구는 질소시비량과 재식거리 차이에 따른 신농흑찰의 미질 및 수량 차이를 분석하여 안토시아닌 함량에 변화가 없으면서 최고 수량을 생산할 수 있는 적정 재배기술의 자료를 얻고자 수행하였고 그 결과는 다음과 같다. 1. 출수기는 70주 및 80주 시험구+15 kg 조합에서 8월 22일로 동일하였고 다른 조합에서는 8월 21일로 조사되었다. 출수 후 40일에 경수는 70주 시험구+13 kg시비량 조합에서 가장 높았다. 2. 도복지수는 시비량이 증가할수록 증가하였지만 모든 처리구에서 포장도폭은 발생하지 않았고 병해충도 발생하지 않았다. 3. 질소함량은 잎>종자>줄기 순으로 증가하였고, 줄기 및 잎의 질소함량은 80주 시험구의 평균이 70주보다 조금 높았지만 종자의 질소함량은 70주 시험구가 80주보다 높았다. 종자의 최대 질소 함량은 70주+13 kg 조합에서부터 통계적으로 유의성 있는 증가를 보였다. 4. 수당립수는 70주+13 kg 시비량 조합에서 가장 높았고, 등숙률은 80주+13 kg 시비량 조합에서 가장 높았다. 정현비율은 70주+15 kg 시비량 조합에서 가장 높았고, 천립중은 80주+15 kg 시비량 조합에서 가장 높았으나 통계적으로 큰 차이는 없었다. 5. 현미 수량은 70주 시험구의 평균이 80주 시험구보다 높았고, 70주+13 kg 시비량 조합에서 다른 처리구보다 가장 높은 수량을 보였다. 회귀분석에 의해 최대 수량은 14.67 kg/10a로 추정되었다. 6. 관능평가 결과 착색정도는 70주 시험구가 80주보다 높았지만 C3G는 80주가 더 높았다. 완전착색립 수량은 70주+13 kg 시비량에서 가장 높았다. 7. 그러므로 현미수량, C3G 함량 및 100% 착색립 수량을 기준으로 신농흑찰 최고수량을 위한 최적 질소 시비량은 13~14 kg/10a까지 높일 필요가 있을 것으로 판단된다.
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[게시일 2004년 10월 1일]
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당 사이트는 관계법령이 정하는 바에 따라 회원 등록정보를 포함한 회원의 개인정보를 보호하기 위해 노력합니다. 회원 개인정보의 보호 및 사용에 대해서는 관련법령 및 당 사이트의 개인정보 보호정책이 적용됩니다.
제 8 조 (이용 신청의 승낙과 제한)
① 당 사이트는 제6조의 규정에 의한 이용신청고객에 대하여 서비스 이용을 승낙합니다.
② 당 사이트는 아래사항에 해당하는 경우에 대해서 승낙하지 아니 합니다.
- 이용계약 신청서의 내용을 허위로 기재한 경우
- 기타 규정한 제반사항을 위반하며 신청하는 경우
제 9 조 (회원 ID 부여 및 변경 등)
① 당 사이트는 이용고객에 대하여 약관에 정하는 바에 따라 자신이 선정한 회원 ID를 부여합니다.
② 회원 ID는 원칙적으로 변경이 불가하며 부득이한 사유로 인하여 변경 하고자 하는 경우에는 해당 ID를
해지하고 재가입해야 합니다.
③ 기타 회원 개인정보 관리 및 변경 등에 관한 사항은 서비스별 안내에 정하는 바에 의합니다.
제 3 장 계약 당사자의 의무
제 10 조 (KISTI의 의무)
① 당 사이트는 이용고객이 희망한 서비스 제공 개시일에 특별한 사정이 없는 한 서비스를 이용할 수 있도록
하여야 합니다.
② 당 사이트는 개인정보 보호를 위해 보안시스템을 구축하며 개인정보 보호정책을 공시하고 준수합니다.
③ 당 사이트는 회원으로부터 제기되는 의견이나 불만이 정당하다고 객관적으로 인정될 경우에는 적절한 절차를
거쳐 즉시 처리하여야 합니다. 다만, 즉시 처리가 곤란한 경우는 회원에게 그 사유와 처리일정을 통보하여야
합니다.
제 11 조 (회원의 의무)
① 이용자는 회원가입 신청 또는 회원정보 변경 시 실명으로 모든 사항을 사실에 근거하여 작성하여야 하며,
허위 또는 타인의 정보를 등록할 경우 일체의 권리를 주장할 수 없습니다.
② 당 사이트가 관계법령 및 개인정보 보호정책에 의거하여 그 책임을 지는 경우를 제외하고 회원에게 부여된
ID의 비밀번호 관리소홀, 부정사용에 의하여 발생하는 모든 결과에 대한 책임은 회원에게 있습니다.
③ 회원은 당 사이트 및 제 3자의 지적 재산권을 침해해서는 안 됩니다.
제 4 장 서비스의 이용
제 12 조 (서비스 이용 시간)
① 서비스 이용은 당 사이트의 업무상 또는 기술상 특별한 지장이 없는 한 연중무휴, 1일 24시간 운영을
원칙으로 합니다. 단, 당 사이트는 시스템 정기점검, 증설 및 교체를 위해 당 사이트가 정한 날이나 시간에
서비스를 일시 중단할 수 있으며, 예정되어 있는 작업으로 인한 서비스 일시중단은 당 사이트 홈페이지를
통해 사전에 공지합니다.
② 당 사이트는 서비스를 특정범위로 분할하여 각 범위별로 이용가능시간을 별도로 지정할 수 있습니다. 다만
이 경우 그 내용을 공지합니다.
제 13 조 (홈페이지 저작권)
① NDSL에서 제공하는 모든 저작물의 저작권은 원저작자에게 있으며, KISTI는 복제/배포/전송권을 확보하고
있습니다.
② NDSL에서 제공하는 콘텐츠를 상업적 및 기타 영리목적으로 복제/배포/전송할 경우 사전에 KISTI의 허락을
받아야 합니다.
③ NDSL에서 제공하는 콘텐츠를 보도, 비평, 교육, 연구 등을 위하여 정당한 범위 안에서 공정한 관행에
합치되게 인용할 수 있습니다.
④ NDSL에서 제공하는 콘텐츠를 무단 복제, 전송, 배포 기타 저작권법에 위반되는 방법으로 이용할 경우
저작권법 제136조에 따라 5년 이하의 징역 또는 5천만 원 이하의 벌금에 처해질 수 있습니다.
제 14 조 (유료서비스)
① 당 사이트 및 협력기관이 정한 유료서비스(원문복사 등)는 별도로 정해진 바에 따르며, 변경사항은 시행 전에
당 사이트 홈페이지를 통하여 회원에게 공지합니다.
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제 5 장 계약 해지 및 이용 제한
제 15 조 (계약 해지)
회원이 이용계약을 해지하고자 하는 때에는 [가입해지] 메뉴를 이용해 직접 해지해야 합니다.
제 16 조 (서비스 이용제한)
① 당 사이트는 회원이 서비스 이용내용에 있어서 본 약관 제 11조 내용을 위반하거나, 다음 각 호에 해당하는
경우 서비스 이용을 제한할 수 있습니다.
- 2년 이상 서비스를 이용한 적이 없는 경우
- 기타 정상적인 서비스 운영에 방해가 될 경우
② 상기 이용제한 규정에 따라 서비스를 이용하는 회원에게 서비스 이용에 대하여 별도 공지 없이 서비스 이용의
일시정지, 이용계약 해지 할 수 있습니다.
제 17 조 (전자우편주소 수집 금지)
회원은 전자우편주소 추출기 등을 이용하여 전자우편주소를 수집 또는 제3자에게 제공할 수 없습니다.
제 6 장 손해배상 및 기타사항
제 18 조 (손해배상)
당 사이트는 무료로 제공되는 서비스와 관련하여 회원에게 어떠한 손해가 발생하더라도 당 사이트가 고의 또는 과실로 인한 손해발생을 제외하고는 이에 대하여 책임을 부담하지 아니합니다.
제 19 조 (관할 법원)
서비스 이용으로 발생한 분쟁에 대해 소송이 제기되는 경우 민사 소송법상의 관할 법원에 제기합니다.
[부 칙]
1. (시행일) 이 약관은 2016년 9월 5일부터 적용되며, 종전 약관은 본 약관으로 대체되며, 개정된 약관의 적용일 이전 가입자도 개정된 약관의 적용을 받습니다.