• 응용통계연구
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• 제24권1호
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• pp.45-59
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• 2011

시계열에는 1년 주기의 계절변동이 포함되어 있다. 시계열의 기조적 움직임을 살펴보기 위해서는 시계열에서 계절 변동을 제거하는 계절조정이 필요하다. 계절조정 프로그램 X-12-ARIMA에서는 F검정과 Kruskal-Wallis검정으로 시계열에 존재하는 계절변동(계절성)을 식별하고, 스펙트럼 그래프로 계절조정후 불규칙변동에 계절변동이 남아 있는 지 점검한다. 본 연구에서는 평활 검정을 계절성 검정에 적용한 평활 계절성 검정을 제안하고, 그 특성을 모의실험과 실제 시계열에 대한 계절성 검정을 통해 살펴보았다. 모의실험 결과를 보면 평활 계절성 검정이 X-12-ARIMA의 스펙트럼 분석을 계량화하고, 계절성 검정인 F검정과 Kruskal-Wallis검정을 보완할 수 있을 것으로 판단된다.

• 응용통계연구
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• 제28권5호
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• pp.885-893
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• 2015

통계청과 한국은행 등 통계작성기관에서 이용되고 있는 계절조정은 연간 경제통계 작성시 시계열을 예측한 후 계절조정방법을 적용하여 1년 후 계절변동을 예측하고 원통계 작성시 원통계에서 이를 제거하여 계절조정계열을 작성하고 있다. 이 경우 계절변동을 효과적으로 예측하는 것이 계절조정계열의 품질 향상을 위해 무엇보다 중요하다. 계절변동은 1년 단위로 비슷한 함수적 형태를 지니면서 변하므로 계절변동은 일종의 함수적 시계열이다. 함수적 시계열은 함수적 주성분분석을 바탕으로 한 함수적 시계열모형으로 예측할 수 있다. 본 연구에서는 함수적 시계열 모형을 이용하여 향후 1년간 계절변동을 예측하는 방안을 마련하고 X-11 방식 등 기존의 예측방법과 비교하여 유용성을 파악하였다.

• Parasites, Hosts and Diseases
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• 제22권1호
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• pp.135-137
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• 1984

잉어, 가물치 및 메기의 체표면 점액내에 있는 기흡충에 데한 살충성물질의 계절적 변동에 대하여 in vitro에서 검토하였다. 이들 어류 체표점도의 에테르추출물량은 겨울철에는 그 밖에 계절에 비하여 현저하게 감소함에도 불구하고 살충성물질과 에테르추출물을 박롱 크로마토그라휘하여 얻은 각반점물질의 Rf값은 계절적 변동을 가져오지 않았다.

• 한국통계학회:학술대회논문집
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• 한국통계학회 2002년도 춘계 학술발표회 논문집
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• pp.139-144
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• 2002

계절변동조정방법인 X-12-ARIMA방법을 이용할 때에는 우리 실정에 적합한 옵션을 선택하고, 우리만에 특수한 명절과 조업일수영향을 사전에 조정해야한다. 본고에서는 명절과 조업일수영향을 측정하는 모형을 설정하고, 이것으로 추정된 사전조정요인을 원계열에서 제거했을 때 계절변동 및 계절변동조정계열의 안정성이 향상되었는가를 진단하고, 분류별로 적합한 X-12-ARIMA방법의 옵션을 제안하였다.

• 한국수자원학회:학술대회논문집
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• 한국수자원학회 2010년도 학술발표회
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• pp.1420-1424
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• 2010

강수량의 계절성은 수자원관리에 있어 매우 중요한 수문요소로서 계절성의 변동을 정량적으로 평가하는 것은 미래 수자원관리 및 정책 수립에 필수적이다. 이러한 점에서 본 연구의 목적은 강수량의 계절성을 평가하는데 유리한 방법론을 제시하고, 이를 통한 계절 변동성의 정량적인 해석을 목적으로 한다. 본 연구에서 적용한 순환통계치 분석은 시간을 각도로 변환하여 이용함으로써 미세한 시간적인 변화양상의 정량적인 해석이 가능한 방법이다. 강수량의 주기특성과 과거로부터 현재까지의 변화 양상을 평가하기 위해서, 우선 전국의 58개 강우관측소를 선별하고 각 관측소의 일강우자료를 이용하여 관측소별 연최대치계열(Annual maxima series)과 발생일자, 월최대강수계열(Monthly maxima series)과 발생일자를 추출하였다. 각 자료의 발생일자는 순환통계분석을 위해 해당 time scale을 한 주기로 하는 방향각 데이터로 변환하였으며, 변환된 시간속성 데이터의 통계특성치를 산정하여 발생시기에 대한 경향성을 분석하였다. 월최대강수량의 발생 시기는 자료 계열 연주기의 변동성을 평가하기 위해 사용되었고, 분석결과 남해안지역이 6월말에서 7월초이고, 북쪽으로 올라감에 따라 조금씩 발생시기가 늦어지는 것으로 분석되었다. 극치강수량의 발생 경향을 평가하기 위해 사용된 일최대강수량의 시공간적 변동성은 월최대강수량보다 크게 분석되었으며, 이는 일최대강수량의 경우 지형학적인 영향에 크게 좌우되며, 우리나라의 여름철 극치강수량이 태풍 발생빈도 및 경로와 연관성을 갖는다는 일반적인 사실을 반영한 결과라고 판단된다. 월최대강수량 및 일최대강수량 발생시기의 이동평균을 통해 발생시기의 변동을 분석한 결과, 서울과 강릉지방은 최대강수량의 발생시점이 늦어지고 있으며 반대로 목포와 부산지방은 최대강수량의 발생시점이 앞당겨지고 있었다. 이는 몬순시스템의 거동에 영향을 받는 것으로 사료된다.

• 한국해안해양공학회지
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• 제6권3호
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• pp.309-325
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• 1994

알라스카 만의 해수순환은 바람응력의 큰 계절적 변동에도 불구하고 큰 변화를 보이지 않는다. 그 역학적 원인을 알아보기 위해 일련의 수치모델 실험을 행하였다. 먼저, 관측밀도장으로부터 구한 진단모델 결과에 의하면 알라스카 난류의 계절적 변동은 거의 없으며, 여러 종류의 예보모델 결과에 의하면 해저지형과 경압성이 바람의 계절변동에 대한 해양반응에 영향을 미침을 보여준다. 모델 결과의 비교에 의해 경압해양의 바람의 계절변동에 대한 반응은 주로 순압성이며 순압 해수순환은 해저지형의 분만효과에 의해 약해지기 때문에 해수순간의 계절적 변동이 거의 나타나지 않는다.

• 한국어업기술학회:학술대회논문집
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• 한국어업기술학회 2000년도 춘계수산관련학회 공동학술대회발표요지집
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• pp.510-511
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• 2000

이매패류의 비만과 생식활동의 계절 변동은 에너지의 축적과 소모 주기 및 수온과 먹이 유용성 등과 같은 환경요인과 밀접한 관계를 갖는다. 따라서 환경변동 특히 먹이 유용성의 변화는 에너지 저장주기와 재생산의 주년 혹은 지역적 변동에 큰 영향을 미치게 된다. 어떤 만의 수용능력을 초과하는 높은 패류 양식 밀도를 갖는 해역에서는 먹이유용성의 저하에 의해 양식패류의 성장 저하와 함께 비만과 재생산도 큰 영향을 받는 것으로 알려져 있다 (Deslous-Panli and Heral, 1988; Heral, 1993). (중략)

• KDI Journal of Economic Policy
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• 제16권4호
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• pp.27-45
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• 1994

경기변동(景氣變動)에 대한 중요한 판단자료인 산업생산지수(産業生産指數)는 음력에 따르는 구정, 추석 등의 기간 및 시점변동으로 계절적 요인이 불규칙하게 나타나게 되고, 이로 인하여 지수(指數)의 분석에 혼란이 야기되고 있다. 산업생산지수(産業生産指數)의 계절변동(季節變動)은 일차적으로 근로일수(勤勞日數)에 그 원인이 있는 것으로 판단된다. 본고(本稿)에서는 통상의 계절조정방법 대신에 근로일수를 고려하여 1일당 생산을 기준으로 산업생산을 분석하였다. 근로일수(勤勞日數)는 확정적(確定的)(deterministic)인 성격을 가지고 있어 계절성(季節性)의 변동에 대한 예측(豫測)이 가능할 뿐 아니라, 1일당 생산을 고려할 경우 각 관측치의 시간적 길이를 동일하게 함으로써 생산과 재고의 관계를 설정하는 것이 용이해진다. 생산(生産)과 재고변화(在庫變化)만을 이용한 간단한 오차수정모형(error correction model)을 설정하여 생산의 표본외구간(標本外區間) 예측(豫測)(out of sample forecasting)을 수행한 결과, 근로일수(勤勞日數)로 조정하였을 경우 예측력이 현저히 개선됨을 확인할 수 있었다.

• 재무관리연구
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• 제16권1호
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• pp.171-191
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• 1999

시간의 흐름에 걸친 주가시계열의 행동양식에 대한 연구에서는 선형성, 비선형성, 장기기억, 항상성분 등에 대한 명확한 결론을 내리고 있지 못한 실정이다. 주가 시계열과정을 설명하고 예측하기 위한 여러 모형들에 대한 실증연구에는 설명력과 예측력을 완벽하게 갖추고 있지 못하고 있다는 증거들이 제시되고 있다. 계절적 변동을 주가시계열에 적용하지 않는 관계로 이와 같은 결과가 발생할 가능성이 존재한다. 분기별 종합주가지수의 수익률에 계절적 단위근이 존재하고 있음이 실증분석을 통하여 밝혀졌다. 이 시계열에서는 계절적 단위근을 제거하기 위하여서는 제4계 시차 작용소가 적절한 필터임이 인정되었다. 월별 종합주가지수의 수익률에서도 계절적 단위근이 존재하고 있다. 따라서 제12계 시차 작용소를 사용하여 계절적 단위근을 제거하여야 할 것이다. 분기별 수익률에는 제4차 시차 작용소를, 월별수익률에서는 제12차 시차 작용소를 필터로 사용하여 이 시계열들을 차분화하고 이 차분화를 통하여 계절적 단위근을 제거한 후에 이 시계열들의 시계열적 성질과 특성을 탐구해야 할 것이다. 이 과정을 통할 때 시계열 과정에 대한 계량경제학적 모형에 대한 정확한 추론이 가능하게 된다.

• 수면정신생리
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• 제14권1호
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• pp.26-32
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• 2007

목 적：유전학에서 안지오텐신 전환 효소(Angiotensinconverting enzyme, ACE) 유전자 다형성에 대한 관심이 높아지면서, 정신과 영역에서는 ACE 유전자 다형성과 우울증, 우울증 치료 반응과의 연관성 등이 보고되어왔다. ACE 유전자가 인간의 다른 행동 특성과 연관이 있을 가능성이 있으며 본 연구에서는 건강한 한국인 대학생을 대상으로 기분과 행동의 계절성 변동과 ACE 유전자 다형성 사이에 유전학적 연관성이 있는지를 알아보고자 하였다. 방 법：이 연구는 297명의 의과대학 학생을 대상으로 하였으며 모든 대상자들은 주요 내과적 질환과 정신과적 질환을 가지고 있지 않았다. 대상자들에게서 ACE 유전자 다형성에 대한 유전자형 분석을 실시하였으며 계절성 양상 평가 질문지(Seasonal Pattern Assessment Questionnaire, SPAQ)를 이용하여 기분과 행동의 계절성 변동을 평가하였다. 결 과：세가지 ACE 유전자형에 따른 GSS 및 수면시간, 사회활동, 기분, 체중, 에너지 수준, 식욕의 계절성 척도를 살펴본 결과, 모든 항목에서 통계적으로 유의한 차이는 나타나지 않았다. 겨울형 계절성군, 여름형 계절성군, 비계절성군에서 ACE 유전자형의 빈도와 대립유전자 빈도를 비교한 결과에서는 겨울형 계절성군에서 세가지 유전자형의 빈도에 통계적으로 유의한 차이가 있었다($x^2=6.79$, p=0.034). 또한 겨울형 계절성군에서 D 대립유전자를 보유한 경우(D+)와 D 대립유전자를 보유하지 않은 경우(D-)의 빈도에 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다($x^2=6.59$, p=0.010；odds ratio [OR]=2.27, 95% confidence interval [CI] 1.20-4.28). 결 론：이 연구결과는 ACE 유전자형이 기분과 행동의 계절성 변동과 연관되어 있을 가능성을 시사하는 것이다.