• 한국해안해양공학회지
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• 제17권3호
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• pp.149-157
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• 2005

모형의 지배방정식에서 정의되는 대표적인 매개변수는 유역 및 대기로부터의 오염부하량,퇴적물로부터의 오염물질 용출부하량, 확산계수, 반응계수 등으로, 직접적인 관측이 곤란할 뿐만 아니라 많은 관측비용을 필요로 한다. 본 연구에서는 매개변수를 포함한 오염물질 수지방정식을 구성하고, 구성된 선형 연립방정식을 이용하여 계산된 농도분포자료와 관측된 시계열 농도턱포자료를 이용하여 계산한 질량변화량의 차이를 최소화하는 역산문제를 구성하여 모형의 매개변수를 추정하는 방법을 제시하였다. 이 방법을 이용하여 천수만, 울산만(울산항)해 역에서 관측된 연직방향 농도분포 자료를 이용하여 연직 확산계수 및 대기로부터의 오염부하량, 퇴적물로부터의 오염물질 용출부하량, 확산$\cdot$반응에 의한 오염물질 변화량 등을 추정하였으며, 추정 매개변수는 시기적으로 변동이 크게 나타났다. 한편, 관측자료와 추정매개변수를 이용한 계산결과를 비교한 결과, RMS 오차는 괄측자료 범위의 $5.0\%$ 이하, 일치지수는 0.95 이상으로 본 방법을 이용한 매개변수 추정결과의 신뢰성은 우수한 것으로 파악되었다.

• 화약ㆍ발파
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• 제9권1호
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• pp.3-13
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• 1991

발파에 의한 지반진동의 크기는 화약류의 종류에 따른 화약의 특성, 장약량, 기폭방법, 전새의 상태와 화약의 장전밀도, 자유면의 수, 폭원과 측간의 거리 및 지질조건 등에 따라 다르지만 지질 및 발파조건이 동일한 경우 특히 측점으로부터 발파지점 까지의 거리와 지발당 최대장약량 (W)간에 깊은 함수관계가 있음이 밝혀졌다. 즉 발파진동식은 $V=K{\cdot}(\frac{D}{W^b})^n{\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$ (1) 여기서 V ; 진동속도, cm /sec D ; 폭원으로부터의 거리, m W ; 지발 장약량, kg K ; 발파진동 상수 b ; 장약지수 R ; 감쇠지수 이 발파진동식에서 b=1/2인 경우 즉 $D{\;}/{\;}\sqrt{W}$를 자승근 환산거리(Root scaled distance), $b=\frac{1}{3}$인 경우 즉 $D{\;}/{\;}\sqrt[3]{W}$를 입방근환산거리(Cube root scaled distance)라 한다. 이 장약 및 감쇠지수와 발파진동 상수를 구하기 위하여 임의거리와 장약량에 대한 진동치를 측정, 중회귀분석(Multiple regressional analysis)에 의해 일반식을 유도하고 Root scaling과 Cube root scaling에 대한 회귀선(regression line)을 구하여 회귀선에 대한 적합도가 높은 쪽을 택하여 비교, 검토하였다. 위 (1)식의 양변에 log를 취하여 linear form(직선형)으로 바꾸어 쓰면 (2)式과 같다. log V=A+BlogD+ClogW ----- (2) 여기서, A=log K B=-n C=bn (2)식은 다시 (3)식으로 표시할 수 있다. $Yi=A+BXi_{1}+CXi_{2}+{\varepsilon}i{\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$(3) 여기서, $Xi_{1},{\;}Xi_{2} ;(두 독립변수 logD, logW의 i번째 측정치. Yi ; ($Xi_1,{\;}Xi_2$)에 대한 logV의 측정치 ${\varepsilon}i$ ; error term 이다. (3)식에서 n개의 자료를 (2)식의 회귀평면으로 대표시키기 위해서는 $S={\sum}^n_{i=1}\{Yi-(A+BXi_{1}+CXi_{2})\}\^2$을 최소로하는 A, B, C 값을 구하면 된다. 이 방법을 최소자승법이 라 하며 S를 최소로 하는 A, B, C의 값은 (4)식으로 표시한다. $\frac{{\partial}S}{{\partial}A}=0,{\;}\frac{{\partial}S}{{\partial}B}=0,{\;}\frac{{\partial}S}{{\partial}C}=0{\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$ (4) 위식을 Matrix form으로 간단히 나타내면 식(5)와 같다. [equation omitted] (5) 자료가 많아 계산과정이 복잡해져서 본실험의 정자료들은 전산기를 사용하여 처리하였다. root scaling과 Cube root scaling의 경우 각각 $logV=A+B(logD-\frac{1}{2}W){\;}logV=A+B(logD-\frac{1}{3}W){\;}\}{\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$ (6) 으로 (2)식의 특별한 형태이며 log-log 좌표에서 직선으로 표시되고 이때 A는 절편, B는 기울기를 나타낸다. $\bullet$ 측정치의 검토 본 자료의 특성을 비교, 검토하기 위하여 지금까지 발표된 국내의 몇몇 자료를 보면 다음과 같다. 물론, 장약량, 폭원으로 부터의 거리등이 상이하지만 대체적인 경향성을 추정하는데 참고할수 있을 것이다. 금반 총실측자료는 총 88개이지만 환산거리(5.D)와 진동속도의 크기와의 관계에서 차이를 보이고 있어 편선상 폭원과 측점지점간의 거리에 따라 l00m말만인 A지역과 l00m이상인B지역으로 구분하였다. 한편 A지역의 자료 56개중, 상하로 편차가 큰 19개를 제외한 37개자료와 B지역의 29개중 2개를 낙외한 27개(88개 자료중 거리표시가 안된 12월 1일의 자료3개는 원래부터 제외)의 자료를 computer로 처리하여 얻은 발파진동식은 다음과 같다. $V=41(D{\;}/{\;}\sqrt[3]{W})^{-1.41}{\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$ (7) (-100m)(R=0.69) $V=124(D{\;}/{\;}\sqrt[3]{W})^{-1.66){\;}{\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots}$ (8) (+100m)(R=0.782) 식(7) 및 (8)에서 R은 구한 직선식의 적합도를 나타내는 상관계수로 R=1인때는 모든 측정자료가 하나의 직선상에 표시됨을 의미하며 그 값이 낮을수록 자료가 분산됨을 뜻한다. 본 보고에서는 상관계수가 자승근거리때 보다는 입방근일때가 더 높기 때문에 발파진동식을 입방근($D{\;}/{\;}\sqrt[3]{W}$)으로 표시하였다. 특히 A지역에서는 R=0.69인데 비하여 폭원과 측점지점간의 거리가 l00m 이상으로 A지역보다 멀리 떨어진 B지역에서는 R=0.782로 비교적 높은 값을 보이는 것은 진동성분중 고주파성분의 상당량이 감쇠를 당하기 때문으로 생각된다.

• Asia pacific journal of information systems
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• 제24권3호
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• pp.255-279
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• 2014

It is not too much to say that smartphones have become an essential part of our lives due to their versatility. Nevertheless, they still have less overall capabilities than their desktop counterparts. Specifically, they have small screens and low resolutions, which make their applications difficult to have a usable interface. To account for these limitations, the interface of smartphone applications should be designed carefully and properly. Good interface design to any application is critical. However, a comprehensive information systems (IS) literature review found that there has been little research on the user interface design of smartphone applications. More specifically, there has been little empirical evidence and understanding about how metaphors, an imaginative way of describing objects and concepts, in the user interface of smartphone applications affect users' intention to use the applications. Thereby, the research goals of this study are to examine 1) the effects of the metaphors in the user interface of smartphone applications on the interaction between users and applications and 2) the effects of mediating variables including the interaction between users and applications, users' beliefs and attitudes, on users' intention to use the applications. A survey was conducted to collect data. University students and practitioners participated in the survey. A 24-item questionnaire was developed on a 5-point Likert-type scale. The measurement items were mostly adapted from the previous studies in the IS literature and modified to fit the context of this study. First, a principal component factor analysis was performed to explore the inter-relationships among a set of variables. The analysis showed that most of the items loaded quite strongly on the six components. The analysis also revealed the six components with eigenvalues exceeding 1, explaining a total of 70.7 per cent of the variance. The reliabilities of the items were also checked. Most Cronbach alpha values were above 0.8, so the scales were considered reliable. In sum, the results of the analysis support the decision to retain the six factors for further investigation. Next, the structural model was analyzed with AMOS structural equation modeling. The values of GFI, AGFI, NFI, TLI, CFI, and RMSEA were checked. The values showed that the research model considerably have a good fit in general. Next, the convergent and discriminant validities of all constructs were examined. The values for the standardized regression weights and critical ration (CR) indicated sufficient convergent validity for all constructs. In addition, the square root of the average variance extracted (AVE) of each construct was compared with its correlations with all other constructs. The results supported discriminant validity for all constructs. In sum, the results of analysis demonstrated adequate convergent and discriminant validities for all constructs. Finally, path coefficients between the variables were examined. Methphor was found to have an impact on interaction (${\beta}$ = .457, p = .000). There were also significant effects of the interaction on perceived usefulness (${\beta}$ = .273, p = .000) and ease of use (${\beta}$ = .405, p = .000). User attitude was significantly influenced by these two beliefs, perceived usefulness (${\beta}$ = .386, p = .000) and ease of use (${\beta}$ = .347, p = .000) respectively. Further, the results of analysis found that users' intention to use smartphone applications was significantly influenced by user attitude (${\beta}$ = .567, p = .000). Based upon the analyses, all hypotheses were supported. This study found that the metaphors used in the interface of smartphone applications affect not only the interaction between users and applications, but also users' intention to use the applications through the mediating variables, perceived usefulness and ease of use. These findings imply that if the metaphors used in the user interface of application are easy enough to understand for smartphone users, then the application can be perceived useful and easy to use, which in turn make users to have an intention to use the application. In conclusion, this study contributed not only to validate and extend Technology Acceptance Model (TAM) partially, but also to develop the construct of metaphor in smartphone settings. However, since a single empirical study cannot be enough to validate the findings, some limitations should be considered.

• 한국농림기상학회지
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• 제25권1호
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• pp.28-36
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• 2023

일사량은 작물 생산성 평가를 위한 작물 생육 모델의 주요 입력 변수 중 하나로 사용되지만 관측이 어려워 다른 기상 변수들에 비해 관측값의 확보가 어렵다. 천리안 2A호와 히마와리 8호 위성 일사량 자료가 제공되기 시작하면서, 작물 생육과 태양광 발전을 결합한 영농형 태양광 시설 하에서의 작물 생산성 평가를 위한 일사량 자료를 확보하기 용이해졌다. 본 연구의 목적은 이들 인공위성 일사량 자료의 신뢰도를 비교하는 것이다. 이를 위해 2020년 5월부터 10월까지 인공위성 일사량 자료를 수집하여 일별 일사량의 평균 제곱근 편차(RMSE)와 정규 평균 제곱근 편차(NRMSE)를 계산하였다. 인공위성 일사량 자료가 작물 생육 모의 결과의 신뢰도에 미치는 영향을 파악하기 위해 연구기간 동안의 일사량 누적값을 비교하였다. 본 연구의 결과 히마와리 8호 일사량 자료가 천리안 2A호 일사량 자료보다 RMSE와 NRMSE가 작은 것으로 나타났다. 누적 일사량을 비교한 결과에서도 히마와리 8호 일사량 자료 누적값이 천리안 2A호 일사량 자료 누적값보다 오차가 작았다. 본 연구의 결과는 작물 생산성 평가에 히마와리 8호 일사량 자료를 사용하는 것이 천리안 2A호 일사량 자료를 사용하는 것보다 불확도를 줄일 수 있다는 것을 시사한다. 후속 연구에서 히마와리 8호 일사량 자료를 사용한 영농형 태양광 시설 하에서의 작물 생산성 및 태양광 발전량에 대한 분석이 이루어져야 할 것이다.

• 수면정신생리
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• 제24권1호
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• pp.46-54
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• 2017

목 적 : 가정폭력에 노출된 여성은 우울증, 불안장애, 외상 후 스트레스 장애 등 다양한 정신 질환에 이환되기 쉽다. 심박변이도 검사는 자율신경계의 활성도와 균형을 평가하는 검사로 비침습적이고 재현성이 높아 정신 질환에 대한 연구에서도 폭넓게 활용되고 있다. 그러나 폭력 피해 여성에 대한 심박변이도 연구는 아직까지 부족한 실정이다. 본 연구는 국내 폭력 피해 여성의 인구사회학적 특징 및 심리학적 특징을 살펴보고, 한국인과 외국인 폭력 피해 여성의 임상적 특징과 심박변이도 검사 결과의 차이를 비교해보고자 하였다. 방 법 : 여성쉼터에 입소한 폭력피해 여성 중 2011년 12월 부터 2015년 12월까지 건강검진을 위해 서울의료원에 방문한 대상자 중 한국인 166명, 외국인 44명, 총 210명 대상으로 HAM-D, HAM-A, IES-R 등 임상 척도 평가와 심박변이도 검사를 실시하였다. 폭력 피해 여성 중 한국인과 외국인의 인구사회학적 특징, 심리적 특징, 심박변이도를 비교하기 위하여 카이제곱 검정 및독립 표본 t-검정 등을 시행하였다. 결 과 : 한국인과 외국인 폭력 피해 여성은 거주지, 유년시절폭력의 경험, 폭력의 지속기간에서 유의한 차이가 있었다. 한국인과 외국인 폭력 피해 여성 두 군 간의 HAM-A, HAM-D, IES-R 점수에는 유의한 차이가 없었다. 심박변이도의 세부지표에서는 ApEn 수치가 외국인 폭력 피해 여성군이 한국인보다 유의하게 높았고, RMSSD 수치는 외국인 폭력 피해 여성 군이 한국인보다 유의하게 낮은 결과를 보였다. 기타 HRV 세부지표에서는 한국인 폭력 피해 여성 군과 외국인 폭력피해 여성 군 두 군 간에 유의한 차이를 보이지 않았다. 결 론 : 국내 폭력 피해 여성은 우울, 불안, 외상 후 스트레스장애 증상을 가지고 있는 비율이 높았고 한국인과 외국인 간의 차이는 유의하지 않았다. 그러나 심박변이도 검사에서 외국인의 ApEn 값이 유의하게 높고 RMSSD 값이 유의하게 낮았다. 이는 한국인과 외국인의 인종 생리적 또는 이민 생활 등 환경적 영향의 차이일 수 있으며 향후 충분한 수의 외국인 대상자와 한국인을 비교, 추적조사를 통하여 요인간의 인과관계를 파악하는 연구가 필요할 것으로 보인다.

• 한국농림기상학회지
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• 제11권1호
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• pp.13-18
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• 2009

기상대에서 측정한 '일적산수평면일사량'을 토대로 임의 경사면 상의 '일적산경사면일사량'을 비교적 정확하고 간편하게 알아낼 수 있는 지형보정계수를 고안하였다. 주어진 시간대의 수평면 청천일사량에 대한 경사면 청천일사량의 비율을 '매시일사보정계수'라 정의하고, 청천일사량을 기준으로 수평면의 시간대별 상대 일사강도와 수평면에 대한 경사면의 일사수광비율의 곱으로 표현하였다. 매시일사보정계수를 하루 단위로 적산한 것이 해당 날짜의 지형보정계수이다. 제주도 내 기생화산 '높은오름'의 등고도면 8 방위에서 사면일사수광량을 1년간 관측하는 한편, 이들 지점의 일사량을 지형보정계수에 의해 추정하여 서로 비교하였다. 지형보정계수에 의한 일사추정값의 편차평방근오차는 연평균 $1.61MJ\;m^{-2}$ 이었으나, 4월부터 10월 사이 영농기간에는 절반 이하로 줄어들었다. 경사향에 무관하게 10월에 가장 오차가 작은 반면, 11월에는 경사향에 따른 오차의 변동폭이 가장 컸다. RMSE 값의 연중변동폭은 남향과 북향사면에서 가장 컸고, 남서-남동-북서사면 순으로 줄어들었다. 어떤 경사면이든 365일 동안의 지형보정계수를 한번만 계산해 두면 인근 기상대에서 관측한 임의 날짜의 전천일사량에 이 계수를 적용함으로써 그 날의 적산일사량을 실용적인 오차범위 내에서 추정할 수 있어 복잡지형의 일사수광량 분포를 용이하게 파악할 수 있다.