• 한국토양비료학회지
• /
• 제45권2호
• /
• pp.127-134
• /
• 2012

다편파 레이더 산란계 시스템 (L, C, X-밴드 안테나)에서 얻어진 편파별 후방산란계수와 토양수분함량과의 상관성을 분석하고 후방산란계수를 이용 토양수분함량을 추정하고자 하였다. 콩 생육시기에 따른 밴드별 후방산란계수 변화 관측 결과 L-밴드 후방산란계수가 C-, X-밴드후방산란계수보다 높게 나타났고, 모든 안테나 밴드에서 콩 생육초기에는 VV-편파가 HH, HV-편파보다 후방산란계수가 높게 나타났다. HH-편파가 VV-편파보다 후방산란계수가 높게 나타나는 시기는 밴드에 따라 차이를 보였다. L-밴드의 경우 7월 20일 (DOY 200), C, X-밴드는 7월 30일 (DOY 210)부터 HH-편파가 다른 편파들 보다 후방산란계수가 높게 나타났다. 모든 안테나 편파별 후방산란계수가 9월 29일 (DOY 271)에 최대값을 보였고, 그 이후 수확기 (DOY 294) 까지 감소하였다. L-밴드 HH-편파와 VV-편파 간의 차이는 꼬투리가 생성되는 착협기 (R3, DOY 228) 부터 다른 밴드에 비해 크게 나타났고, 반면에 C-밴드 HH-편파와 VV-편파 간의 차이는 착협성기 (R4, DOY 242) 이후 증가폭이 크게 나타났다. 후방산란계수와 토양수분함량과의 변화를 분석한 결과 생육기간동안 토양수분함량 변이가 컸고, 전체 생육기간에서는 모든 밴드별 후방산란계수와 토양수분함량 간에 상관성이 나타나지 않았다. 하지만 엽면적지수가 2 이하 (R2, DOY 224) 일 때 후방산란계수가 증가함에 따라 토양수분함량도 증가하는 경향을 보였다. 밴드별 후방산란계수와 토양수분함량과의 상관관계를 분석하였다. 전체 생육기간에서는 모든 밴드에서 두 변수간의 상관계수가 낮게 나타났다 ($r{\leq}0.50$). 반면에 엽면적지수 2 이하 일 때 모든 밴드에서 후방산란계수와 토양수분함량과의 상관계수가 전체 생육단계에서 조사한 것 보다 높게 나타났다. L-밴드 후방산란계수가 C-, X-밴드 후방산란계수 보다 토양수분함량과의 상관성이 높게 나타났고 ($r{\geq}0.84$), L-밴드 HH-편파가 상관계수가 가장 높았다 (r=0.90). X-밴드 후방산란계수는 L-, C-밴드 후방산란계수보다 상관계수가 낮게 나타났다 ($r{\leq}0.71$). 후방산란계수를 이용하여 토양수분함량 추정 모형식을 작성하였다. L-밴드 HH-편파 후방산란계수와 토양수분함량과의 관계를 비교해 본 결과 결정계수가 높게 나타났다($R^2=0.92$). 본 연구를 통해 레이더 산란계 시스템에서 얻어진 후방산란계수를 이용하여 토양수분함량을 추정할 수 있음을 확인하였다.

• 한국인구학
• /
• 제9권1호
• /
• pp.41-53
• /
• 1986

The purpose of this paper is two-fold. One is to investigate the determinants of the demand supply of labor, and another is to project long-term demand and supply of labor. The paper consists of three parts. In the first part, theoretical models and important hypotheses are discussed: for the case of a labor supply model, issues regarding discouraged worker model, permanent wage hypothesis, and relative wage hypothesis are examined and for the case of a demand model, issues regarding estimating an employment demand equation within the framework of an inverted short-run produc- tion function are inspected. Particularly, a theoretical justification for introducing a demographic cohort variable in a labor supply equation is also investigated. In the second part, empirical results of the estimated supply and demand equations are analyzed. Supply equations are specified differently between primary and secondary labor force. That is, for the case of primary labor force groups including males aged 25 and over, attempts are made to explain the variations in participation behavior within the framework of a neo-classical economics oriented permanent wage hypothesis. On the other hand, for the case of females and young male labor force, variations in participation rates are explained in terms of a relative wage hypothesis. In other words, the participation behavior of primary labor force is related to short-rum business fluctuations, while that of secondary labor force is associated with intermediate swings of business cycles and demographic changes in the age structure of population. Some major findings arc summarized as follows. (1) For the case of males aged 14~19 and 2O~24 groups and females aged 14∼19, the effect of schhool enrollment rate is dominant and thus it plays a key role in explaining the recent declining trend of participation rates of these groups. (2) Except for females aged 20∼24, a demographic cohort variable, which captures the impact of changes in the age structure on participation behavior, turns out to show positive and significant coefficients for secondary labor force groups. (3) A cyclical variable produce significant coefficients for prime-age males and females reflecting that as compared to other groups the labor supply behavior of these groups is more closely related to short-run cyclical variations (4) The wage variable, which represents a labor-leisure trade-off turns out to yield significant coefficients only for older age groups (6O and over) for both males and females. This result reveals that unlike the experiences of other higer-income nations, the participation decision of the labor force of our nation is not highly sensitive with respect to wage changes. (5)The estimated result of the employment demand equation displays that given that the level of GNP remains constant the ability of the economy to absord labor force has been declining;that is, the elasticity of GNP with respect to labor absorption decreasre over time. In the third part, the results of long-term projections (for the period of 1986 and 1995) for age-sex specific participation rates are discussed. The participation rate of total males is anticipated to increase slightly, which is contrary to the recent trend of declining participation rates of this group. For the groups aged 25 and below, the participation rates are forecast to decline although the magnitude of decrease is likely to shrink. On the other hand, the participation rate of prime- age males (25 to 59 years old) is predicted to increase slightly during 1985 and 1990. For the case of females, except for 20∼24 and 25∼34 age groups, the participation rates are projected to decrease: the participation rates of 25∼34 age group is likely to remain at its current level, while the participation rate of 20∼24 age group is expected to increase considerably in the future (specifi- cally, from 55% in 1985 to 61% in 1990 and to 69% in 1995). In conclusion, while the number of an excess supply of labor will increase in absolute magnitude, its size as a ratio of total labor force is not likely to increase. However, the age composition of labor force is predicted to change; that is, the proportion of prime-age male and female labor force is projected to increase.

• 한국농림기상학회지
• /
• 제8권3호
• /
• pp.190-198
• /
• 2006

본 연구는 벼의 질소영양 상태가 광 이용효율에 미치는 영향을 검토하여 벼 생육모델을 구축하기 위한 기초자료를 얻기 위해 수행되었다. 1998년부터 2000년까지 3개년에 걸쳐서 일반계 및 통일계 품종을 공시하여 다양한 질소시비 조건에서 건물중, 군락의 흡광량 및 질소영양 상태를 조사하였고, 이들 자료를 이용하여 군락의 광 이용효율 및 광 이용효율과 질소영양 상태와의 관련성을 검토하였다. 벼 군락의 흡광계수(K)는 최고분얼기까지 벼의 생장과 함께 증가하다가, 최고분얼기에서 출수기까지는 0.4정도로 일정하게 유지되고, 출수기 이후부터 다시 급격하게 증가하였다. 출수전 벼 군락의 누적 PAR interception과 건물중과는 직선 회귀관계가 성립하였고, 이 직선 회귀계수를 이용하여 군락의 출수전 평균 광 이용효율(RUE, g/MJ of PAR)을 추정하였는데, 평균 RUE는 질소시비량이 많을수록 높아지는 경향이었다. 벼에서 출수전의 RUE는 질소영양 상태를 나타내는 질소영양지수(NNI, nitrogen nutrition index) 및 비엽 질소농도(SLN, specific leaf nitrogen concentration; $g/m^2$ leaf area)가 증대됨에 따라 최대 RUE에 점근하는 다음과 같은 지수함수로 잘 표현할 수 있었다. $$RUE=3.13\{1-exp(-4.33NNNI+1.26)\}$$ $$RUE=3.17\{1-exp(-1.33SLN+0.04)\}$$ 위의 식은 질소영양 조건에 따른 RUE의 변이를 각각 80%와 75% 정도를 설명할 수 있다. 여기에서 구해진 RUE와 NNI 및 SLN 관계는 출수전 전 기간의 평균적인 관계에 근거한 것으로서, 벼 생육모델의 건물중 추정의 구성모델(component model)로서 활용하는 데는 한계가 있으며, 건물중 추정 구성모델로 이용하기 위해서는 보다 짧은 기간을 대상으로 이와 같은 분석이 이루어져야 할 것으로 판단된다.

• 한국농림기상학회지
• /
• 제12권1호
• /
• pp.36-44
• /
• 2010

본 연구는 입지환경 인자를 적용하여 수종별 지위지수 추정식을 개발하고 이를 통해 해당 입지의 산림생산력을 추정함으로서 산불 피해지의 복구을 위한 수종 선택에 필요한 정보를 제공하고자 하였다. 이를 위해 입지환경 인자를 이용하여 동해안 산불 피해지역인 강릉, 고성, 동해, 그리고 삼척 지역에 적용할 수 있는 온대 중부지역의 수종별 지위지수 추정식을 조제하였다. 본 연구에서 도출된 수종별 지위지수 추정식은 4~5개의 비교적 소수의 입지환경 인자를 이용하여 산림생산력에 대한 높은 추정능력을 보였다. 또한 이와 같이 개발된 수종별 지위지수 추정식을 대상으로 모형의 평균 편의, 정도, 표준오차 등의 3가지 평가통계량에 근거한 검증을 실시한 결과 수종별 오차가 모두 0.5m 이내로 본 연구에서 도출된 지위지수 추정식의 실용성을 입증할 수 있었다. 지위지수 추정식의 검증결과를 보면전반적으로 본 연구에서 개발된 수종별 지위지수 추정식의 평가통계량은 낮은 것으로 판명되어 실제 적용하는 데는 문제가 없는 것으로 평가되었다. 본 연구에서 개발한 수종별 지위지수 추정식은 몇가지의 입지환경 인자만으로 산불 피해지에 대한 수종별 산림생산력을 추정할 수 있는 것으로 판명되어 앞으로 활용가치가 높을 것으로 평가된다. 특히 본 연구에서 얻어진 결과는 수종별 적지판정과 이를 통한 산림의 경영 및 관리에 유용한 정보로 활용될 수 있을 것으로 기대된다. 산불 피해지역의 입지평가 기준을 설정하기 위해서는 우선 산불피해임지를 자연회복, 인공복구 방법으로 현재의 임지를 개선하고자 할 때 이를 위한 입지 및 토양환경 인자 및 기준에 따라 임지의 생산력을 고려하여 적정한 수종을 선정하여 복구를 하여야 할 것이다. 본 연구에서는 입지환경 인자에 의한 임지생산력 추정결과 물푸레나무와 굴참나무의 적지가 비교적 넓은 면적으로 분석되어 침엽수의 단순림이 많이 있는 동해안 지역의 임분을 참나무류와 같은 활엽수 수종으로 임분 구조를 개선하여 산불이 수관화로 확산되는 큰 피해를 막을 수 있을 뿐만 아니라 산불의 피해를 저감하는 내화수림대의 역할을 할 수 있을 것으로 판단된다.

• 한국산림과학회지
• /
• 제66권1호
• /
• pp.16-36
• /
• 1984

화강암질풍화토(花崗岩質風化土)의 미교란(未攪亂) 시료(試料)를 사용하여 일면(一面) 직접(直接) 전단시험(剪斷試驗)으로 측정(測定)한 전단강도(剪斷强度)와 함수비(含水比), 간극비(間隙比), 건조밀도(乾燥密度), 비중(比重)과의 관계(關係)를 통계(統計) 분석(分析)하였고, 화강암질풍화토(花崗岩質風化土)의 사방시공지(砂防施工地)에 식재(植栽)된 리기다소나무림(林)과 리기테-다소나무림(林)에서 토양단면(土壤斷面)을 만들어 산중식토양경도계(山中式土壤硬度計)로 토양(土壤)의 견밀도(堅密度)를 측정(測定)하고 수근분포(樹根分布)를 조사(調査)하여 통계(統計) 분석(分析)한 결과(結果) 다음과 같다. 1) 함수비(含水比), 간극비(間隙比)와 전단강도(剪斷强度) 간(間)에는 유의적(有意的)인 부(負)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 2) 건조밀도(乾燥密度)와 전단강도(剪斷强度) 사이에는 정(正)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 3) 비중(比重)과 전단강도(剪斷强度) 간(間)에는 유의적(有意的)인 상관관계(相關關係)를 인정(認定)할 수 없었다. 4) 전단강도(剪斷强度)에 영향(影響)을 미치는 영향요소(影響要素)의 직접효과(直接效果)의 크기는 함수비(含水比)>간극비(間隙比)>건조밀도(乾燥密度)의 순위(順位)이다. 5) 다중선형(多重線型) 회귀방정식(回歸方程式)의 분산분석결과(分散分析結果) 함수비(含水比)만이 회귀성(回歸性)이 인정(認定)되므로 함수비(含水比)를 독립변수(獨立變數)로 하여 전단강도(剪斷强度)를 추정(推定)하기 위한 회귀방정식(回歸方程式)은 제한(制限)된 건조밀도(乾燥密度)의 범위내(範圍內)에서 적합도(適合度)가 매우 높게 평가(評價)되었다. 6) 토양(土壤)의 견밀도(堅密度)는 토심(土深)이 깊어짐에 따라 높아진다. 7) 토양(土壤)의 지표경도(指標硬度)와 수근수(樹根數) 간(間)에는 유의적(有意的)인 부(負)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 8) 리기다소나무와 리기테-다소나무의 수근(樹根)은 토심(土深) 20cm까지에 대부분 분포(分布)하고 있었다. 9) 리기다소나무림(林)과 리기테-다소나무림(林)에서 측정(測定)한 토양(土壤)의 지표경도(指標硬度)를 독립변수(獨立變數)로한 회귀방정식(回歸方程式)으로 수근수(樹根數)를 추정(推定)할 수 있었으나 낮은 적합도(適合度)를 나타내었다.

• KDI Journal of Economic Policy
• /
• 제14권1호
• /
• pp.89-119
• /
• 1992

본고(本稿)는 최근 논란이 되고 있는 금융기관(金融機關)들의 꺾기관행의 의의와 꺾기의 통화량효과(通貨量效果)를 분석함으로써 예대상계(預貸相計)를 통한 정부(政府)의 꺾기규제정책의 효과를 규명해 보고자 하는 데 그 목적이 있다. 꺾기란 여신(與信)(대출(貸出))에 대응해서 일정한 금액의 수신(受信)(예금(預金))을 요구하는 금융관행을 통칭하는데, 기존 문헌에 의하면 이윤극대화(利潤極大化)를 추구하는 금융기관이 정보(情報)의 비대칭성이나 예금(預金) 및 대출금리규제(貸出金利規制)와 같은 금융규제(金融規制) 등에 따른 금융시장의 불완전성을 극복하기 위해 도입하는 관행으로서 궁극적으로는 금융자원배분(金融資源配分)의 왜곡을 시정하는 데 기여하게 된다. 한편 꺾기의 통화량효과(通貨量效果)는 꺾기가 일국(一國)의 통화승수(通貨乘數)에 미치는 효과에 의존하게 되는데, 꺾기의 통화승수효과(通貨乘數效果)는 총대출 중 예금으로 회귀하는 적정예금회귀율(滴定預金回歸率)과 은행(銀行)들의 적정예금지급준비율(滴定預金支給準備率)에 미치는 꺾기의 효과에 의존하게 된다. 이론적으로 이들 효과의 방향은 불분명한데 실증분석결과에 의하면 우리나라의 경우 꺾기의 통화량효과(通貨量效果)는 유의성(有意性)이 없는 것으로 나타나고 있다. 따라서 이에 의하면 꺾기가 인위적으로 통화량(通貨量)을 증가시킬 것이라는 통념은 지지되지 않고 있을 뿐만 아니라, 예대상계정책(預貸相計政策)을 통해 통화량(通貨量)을 감소시킴으로써 여유대출자금(餘裕貸出資金)을 창출할 수 있을 것이라는 기대가 실현되기도 어렵다 할 것이다. 이에 따라 앞으로 예대상계(預貸相計)를 통화량관리(通貨量管理)의 방편으로 이용하고자 하거나 이를 통해 대출여유자금(貸出餘裕資金)을 창출하고자 하는 정책의 추진은 대단히 신중을 기하는 것이 바람직하다 할 것이다.

• 한국대기환경학회지
• /
• 제28권3호
• /
• pp.233-248
• /
• 2012

The national emission from energy sector accounted for 84.7% of all domestic emissions in 2007. Of the energy-use emissions, the emission from mobile source as one of key categories accounted for 19.4% and further the road transport emission occupied the most dominant portion in the category. The road transport emissions can be estimated on the basis of either the fuel consumed (Tier 1) or the distance travelled by the vehicle types and road types (higher Tiers). The latter approach must be suitable for simultaneously estimating $CO_2$, $CH_4$, and $N_2O$ emissions in local administrative districts. The objective of this study was to estimate 31 municipal GHG emissions from road transportation in Gyeonggi Province, Korea. In 2008, the municipalities were consisted of 2,014 towns expressed as Dong and Ri, the smallest administrative district unit. Since mobile sources are moving across other city and province borders, the emission estimated by fuel sold is in fact impossible to ensure consistency between neighbouring cities and provinces. On the other hand, the emission estimated by distance travelled is also impossible to acquire key activity data such as traffic volume, vehicle type and model, and road type in small towns. To solve the problem, we applied a hierarchical cluster analysis to separate town-by-town road patterns (clusters) based on a priori activity information including traffic volume, population, area, and branch road length obtained from small 151 towns. After identifying 10 road patterns, a rule building expert system was developed by visual basic application (VBA) to assort various unknown road patterns into one of 10 known patterns. The expert system was self-verified with original reference information and then objects in each homogeneous pattern were used to regress traffic volume based on the variables of population, area, and branch road length. The program was then applied to assign all the unknown towns into a known pattern and to automatically estimate traffic volumes by regression equations for each town. Further VKT (vehicle kilometer travelled) for each vehicle type in each town was calculated to be mapped by GIS (geological information system) and road transport emission on the corresponding road section was estimated by multiplying emission factors for each vehicle type. Finally all emissions from local branch roads in Gyeonggi Province could be estimated by summing up emissions from 1,902 towns where road information was registered. As a result of the study, the GHG average emission rate by the branch road transport was 6,101 kilotons of $CO_2$ equivalent per year (kt-$CO_2$ Eq/yr) and the total emissions from both main and branch roads was 24,152 kt-$CO_2$ Eq/yr in Gyeonggi Province. The ratio of branch roads emission to the total was 0.28 in 2008.

• 보험의학회지
• /
• 제4권1호
• /
• pp.44-76
• /
• 1987

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.

• 대한원격탐사학회지
• /
• 제33권2호
• /
• pp.135-147
• /
• 2017

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.

• 지구물리와물리탐사
• /
• 제9권1호
• /
• pp.67-72
• /
• 2006

지하 염수층의 $CO_2$ 주입은 큰 저장 능력으로 인하여 대기 중으로의 $CO_2$ 방출을 감소시키기 위한 가장 유망한 방법일 것이다. $CO_2$ 저장은 적어도 수 천년 간 $CO_2$가 지층 안에 안전하게 남아있도록 주의깊게 계획되고 모니터링되어야 한다. 특히 해양 저류층에 대한 탄성파 탐사 방법들은 알맞은 저류층특성이 제공된다면 $CO_2$의 주인공정과 분산을 모니터링하기 위한 일차적인 수단이다. 탄성파탐사 방법은 잠재적인 트랩, 저류층 특성, 저류층 저장능력의 규명에 또한 필수적이다. 따라서 $CO_2$ 저장에 대한 탄성파 반응의 변화에 대한 평가는 매우 초기 단계에 이루어져야 한다. 이것은 모암과 $CO_2$ 사이의 화학적 작용에 의해 일어날 수 있는 유체의 특성이나 광물 조성의 변화에 따른 탄성파 반응에서의 잠재적 변화를 평가하기 위해 나중 단계에 다시 고려될 필요가 있다. 따라서 저류층에 일정시간 이상의 $CO_2$ 주입에 의한 탄성파 반응 변화에 대해 섬세히 구축된 모형은 장기간의 모니터링 프로그램 설계에 도움을 준다. 그러한 목적으로 주입된 $CO_2$에 대한 단기간과 장기간의 4차원 탄성파 반응을 모델링하도록 설계된, 그래픽 사용자 인터페이스((GUI)를 채택한 암석물리학 모의실험장치를 개발했다. 적용분야는 $CO_2$ 위상 변화, 국부적인 압력과 온도 변화, 화학 반응 및 광물의 침전을 포함한다. 이방성 가스만(Gassmann) 식을 모의실험장치에 고려시킴으로써 단층과 파쇄대를 재활성화 시키는 $CO_2$의 탄성파 반응 또한 예측될 수 있다. 이 논문에서는 암석물리학 모의실험장치를 적용했던 현장(해상과 육상의 잠재적 $CO_2$ 격리 지역)의 사례를 보여주고 있다. 4차원 탄성파 반응들이 모니터링 프로그램의 설계를 돕기 위하여 만들어 졌다.