• 환경생물
• /
• 제35권2호
• /
• pp.105-115
• /
• 2017

본 연구는 과거자료와의 비교를 통해 광릉숲 내에 위치한 봉선사천의 과거와 현재의 어류상 변화를 파악하고, 하천 건강성을 평가하고자 하였다. 현지조사는 2015년 4월부터 9월까지 총 3회 조사를 실시하였다. 어류상 조사결과 총 8과 22종 2,960개체가 출현하였다. 피라미(Zacco platypus)가 우점하고, 참갈겨니(Zacco koreanus)가 아우점하는 것으로 나타났다. 한국고유종은 총 7종으로 고유종 빈도는 36.4%로 분석되었다. 과거 문헌자료와의 어류상 비교 결과 2007년 이후 종 수의 변화는 없었으며, 2008년 복원사업의 일환으로 봉선사천에 방류한 참갈겨니는 2008년 이후 상대풍부도가 지속적으로 증가하는 것으로 나타났다. 조사 지역의 군집분석 결과 평균 우점도지수는 0.79 (${\pm}0.15$), 다양도지수는 1.21 (${\pm}0.60$), 균등도지수는 0.58 (${\pm}0.15$), 풍부도지수는 1.49 (${\pm}0.83$)로 분석되어 우점도지수는 높고, 다양도지수, 균등도지수, 풍부도지수는 낮은 비교적 불안정한 군집구조를 유지하고 있는 것으로 나타났다. 정량적 서식처 평가 지수(QHEI) 분석 결과 QHEI는 평균 122.9 (${\pm}44.8$)로 양호한 서식처 환경을 가지고 있는 것으로 분석되었다. 내성도 길드 분석 결과 전반적으로 오염에 내성이 강한 내성종보다는 오염에 민감하게 반응하는 민감종과 중간종의 개체수 비율이 높게 나타났다. 조사 지점 간 유사도 분석결과 12.25%를 기준으로 A, B 2개의 Group으로 구분되었다. Group-A는 봉선사천 본류인 St. 2, 3, 5, 6, 7과 왕숙천 St. 8이 포함되었으며, Group-B는 봉선사천 최상류인 St. 1과 봉선사천으로 유입되는 지류인 St. 4가 포함되어 구분되었다. 어류평가지수(FAI)를 분석한 결과 봉선사천은 대부분 A~B등급으로 하천건강성이 양호한 것으로 나타났으며, 도심하천인 왕숙천은 C등급로 조사 지점 중 가장 낮은 등급으로 분석되었다. FAI와 다양한 항목 간의 상관성 분석 결과 우점도, 다양도, 균등도, 민감종, 중간종에서 통계적으로 높은 상관성을 갖는 것으로 분석되었다.

• 한국산림과학회지
• /
• 제86권4호
• /
• pp.509-520
• /
• 1997

1994년 4월에 산불이 일어나서, 소나무림과 임상식생이 완전히 전소된 경북 김천시 부상면 금오산(976m)의 일부 지점으로 사면방위가 S10W로, 산불이 발생한 지역을 벌목지와 비벌목지로 구분, 인접한 소나무림을 대조구로 선정하여, 산불이 일어난 후 1년째인 1995년 4월부터 1996년 10월에 걸쳐 식생구조, 종다양성지수, 우점도지수, 균등성지수, 천이도 및 토양의 이화학적 변화를 분석한 결과는 다음과 같다. 조사지에 출현한 식물은 벌목지가 32종, 비벌목지가 36종, 비산화자가 34종으로 나타났으며, 출현된 식물의 생활형은 벌목지 $H(G)-D_1-R_5-e$ 비벌목지가 $H(M)-D_1-R_5-e$, 비산화지가 $M(N)-D_1-R_5-e$ 형으로 나타났다. 적산우점도는 산화지, 비산화지의 출현한 식물의 층상구조로 볼 때, 산화지 중 벌목지는 초본층만 출현하여, 억새(100.00), 산거울(52.27), 졸참나무(51.19), 큰까치수영(39.40)순이었고, 비벌목지의 교목층은 상수리나무(56.91), 소나무(26.83), 관목층은 졸참나무(50.43), 감태나무(40.51), 싸리(37.85), 초본층은 억새(72.27), 고사리(69.02), 산거울(63.63)순이고, 비산화지의 경우 교목층은 소나무(99.88), 감태나무(21.07), 관목층은 졸참나무(77.47), 소나무(60.03), 청미래덩굴(56.19), 초본층은 억새(82.74), 산거울(74.02), 졸참나무(49.43)순으로 나다났다. 종다양성지수는 벌목지 1.05, 비벌목지 1.32, 비산화지 0.22, 균등성지수는 벌목지 0.70, 비벌목지 0.85, 비산화시 0.63이며, 우점도지수는 벌목지 0.15, 비벌목지 0.06, 비산화지 0.96, 천이도는 벌목지 345.19, 비벌목지 747.47, 비산화지 674.34, 각 지소별 유사도지수는 벌목지와 비벌목지간 0.66, 비산화지와 벌목지간은 0.50, 비산화지와 비벌목지간은 0.61이었다. 토양성분은 pH, 치환성양이온인 $Ca^{2+}$, $Mg^{2+}$, $Na^{2+}$, $NH{_4}^+$-N, $NO{_3}^-$-N은 벌목지가 비벌목지 보다 높게 나타냈으며, 유기물함량, 유효인산, 총질소함량, 총탄소함량, 치환성양이온인 $K^+$는 비벌목지가 벌목지보다 높게 나타났다. 이상의 결과로 보아 산화지의 관리에 있어서 무조건 벌목보다는 산화지의 식생회복과 재생의 정도를 고려한 선택적인 벌목이 이루어져야 된다고 생각된다.

• 환경생물
• /
• 제37권3호
• /
• pp.433-445
• /
• 2019

본 연구는 농업용 호소의 녹조발생을 간편하고, 효율적으로 진단할 수 있는 도구를 개발하고자 하였다. 2018년 4월~10월 동안 15개 농업용 호소에서 채취된 182개의 시료를 이용하여 식물플랑크톤 현존량을 반영할 수 있는 수질 이화학적 항목을 살펴보고자 식물플랑크톤과 TN, TP, Chl-a, SD 등의 상관계수(r)를 분석한 결과, 총 식물플랑크톤 현존량은 Chl-a (r=0.666), SD (r= -0.351)와 높은 상관관계, 남조류와 유해 남조류 현존량 역시 Chl-a과 각각 r=0.664, r=0.353, SD와 각각 r= -0.340, r= -0.338로 유의성 있는 상관관계를 보여주었으나 TN, TP의 항목과는 유의한 상관관계가 나타나지 않았다. Chl-a 농도는 SD와 r= -0.434의 상관관계를 보여주어 식물플랑크톤 현존량보다 높은 유사성을 나타냈으므로, 조류경보제에서 사용하는 유해 남조류 현존량 분석을 대신하여 녹조예찰을 위한 진단 요소항목으로 Chl-a와 SD를 선정하고 실시간 SD 실측 값을 이용하여 진단을 할 경우 그 결과에 대한 유의성이 있는 것으로 판단되었다. 녹조진단 도구는 SD와 탁도 측정방법을 변형한 역원뿔 모양의 용기와 녹조판단조견표로 구성되어 있으며, 현장수를 채취하여 녹조발생 정도에 따라 용기 내에 보이는 원형환의 개수 또는 각 원형환에 표시된 숫자를 관찰하고, 조류의 색도를 녹조판단조견표와 비교하여 최종 녹조단계를 판별할 수 있도록 하였다. 또한, 정확한 진단을 위해 Chl-a 농도와 원형환의 수에 근거한 4단계 진단 기준과 Hexa 코드명이 표기된 부채모양의 조견표를 제시하여 한가지 방법에 따른 변수와 오차를 보완하고 판단의 편리성을 함께 제공하였다. 이를 통해 농업용 호소의 녹조진단을 용이하게 할 수 있을 것으로 기대되며, 녹조관리방안 수립을 효율화하여 녹조로부터 안전하고 건강한 농업용수 확보가 가능할 것으로 판단된다.

• The Korean Journal of Ecology
• /
• 제22권3호
• /
• pp.145-153
• /
• 1999

1997년 3월에 대구광역시 동구 미대동 삼마산(333 m)의 일부 지소에 산불이 발생하여 약 6 ha의 소나무림과 임상식생이 전소되어 산화 당년에 벌목되었고 그 이듬해에 잣나무를 조림하였다. 산화 2년째인 1998년 4월에서 10월까지 산화지와 대조구인 비산화지를 선정하여 산화지의 효율적인 관리를 위한 기초자료를 제공하기 위해 식생조사와 토양조사를 실시하였다. 산화지에서는 총 43종류, 비산화지에는 총35종류의 식물이 출현하였으며, 적산우점도(SDR₃)는 산화지에서 참싸리(96.87), 졸참나무(77.90), 방동사니(46.22), 억새(38.33), 칡(36.84) 순이고, 비산화지에서 교목층은 소나무(100.00), 굴참나무(66.10), 개암나무(31.36)순, 관목층은 졸참나무(100.00), 산초나무(64.89), 참싸리(21.60)순, 초본층은 졸참나무(76.30), 억새(72.84), 산거울(64.89) 순으로 나타났다. 출현한 식물의 생활형은 산화지는 Th-D₁-R/sub 5/-e형, 비산화지는 H(M)-D₁-R/sub 5/-e형으로 나타났다. 두 지소간 유사도지수는 0.41이었고, 천이도(DS)는 산화지 609, 비산화지 1168, 종다양성지수(H)는 산화지 2.499, 비산화지 2.807, 균등성지수(e)는 산화지 0.664, 비산화지 0.789, 우점도지수(C)는 산화지 0.155, 비산화지 0.099이었다. 토양성분은 산화지에서는 pH, NO₃/sup -/-N함량, 유효인산, 치환성 양이온 K/sup +/, Ca/sup 2+/, Na/sup +/, Mg/sup 2+/이 비산화지보다 더 높은 값을 보였고, 유기물함량, 총탄소함량, 총질소함량, NH₄/sup +/-N함량은 비산화지보다 더 낮은 값을 보였다. 이상의 결과로 보아 본 조사지에서 산화지의 식생천이양상은 산화 당년에 억새와 참싸리, 산화 2년째에 참싸리와 졸참나무가 우점해 있고 앞으로 새로운 교란요인이 발생하지 않는다면 졸참나무군락으로 천이가 진행됨을 예상할 수 있다. 산불로 인해 식생이 파괴된 우, 그 이전의 상태로 회복되기까지 많은 시간이 걸린다는 점을 고려해서 장기적인 계획에 의한 더욱 구체적이고 체계적인 연구가 효율적인 산화지 관리면에서 수행될 필요성이 있다.

• Animal Systematics, Evolution and Diversity
• /
• 제9권2호
• /
• pp.151-170
• /
• 1993

한국산 기름종개 3 아종의 분류학적 의문점을 해결하기 위하여 전국 23개 집단을 대상으로 체측반문을 비롯한 형태형질 분석과 전기영동법에 의한 유전자 분석을 실시하였다. 3 아종의 체측반문 변이 분석 결과 기름종개와 점줄종개에서는 각 아종 의 특정인 점열형 (A, B type: 14.5%)의 개체보다 중간형 (C, D type: 51.0%)의 빈도가 월등히 높았다. 기름종개 3 아종은 모두 암수간 체측반문 형태가 달리 발현되는 성적이형 현상이 뚜렷하였다. 형태계측 및 집단 판별분석에서 집단간 및 아종간의 뚜렷한 차이는 발견되지 않았다. 전기영동법에 의한 유전자 분석결과 3 아종중 줄종개 5개 집단의 평균 유전적 변이가 A=1.48. P=31.2%. HD= 0.082 및 HQ=0.099로서 기름종개(A=1.37. P=24.7%. HD=0.058 및 HQ = =0.065) 및 점줄종개(A=1.43, P=27,0%. 매=0.066 및 HQ=0.079)에 비하여 높은 변이를 나타내었다 각 아종의 유전적 근연관계에 있어 기름종개와 줄종개 및 점줄종개의 평균 유전적 근연치는 S = O.64로서 일반적인 담수어류의 종간차이를 보였고, 줄종개와 점줄종개간은 S=0.82로서 아종 수준의 유전적 근연관계를 나타내었다. 체측반문 변이, 형태분석 결과 및 유전자 분석결과 기름종개는 타 두 아종과 약 200만년전에 분화된 별종으로 사료된다. 기름종개 (C. t. taenia)의 학명사용에 있어 이미 보고된 자료(핵형, 형태, 분포 등)들을 비교할 때 중국산 C. Sinensis와 많은 차이가 있어 한국산 기름종개를 중국산 C. sinensis Sauvage a and Dabry 의 synonym으로 보는 것은 타당성이 없다. 그러나 줄종개와 점줄종 개는 형태 및 유전적 특정등을 고려할 때 아종으로 취급하는 것이 타당하리라 여겨 지며 앞으로 이들에 대한 학명의 재검토가 요구된다.

• 한국미생물·생명공학회지
• /
• 제34권2호
• /
• pp.166-173
• /
• 2006

본 연구는 매립지 침출수로 오염된 지하수에서 수지화학적 분석결과와 미생물 군집구조 사이의 관계를 밝히기 위해 수행되었다. 이 연구를 위해 5개의 시료, 즉 침출수(KSG1-12), 처리수(KSG1-16), 두 개의 오염 지하수(KSG1-07과 KSG1-08), 비오염 지하수(KSG1-13)를 채취하여 분석하였다. 각 시료의 pH는 순서대로 8.83, 8.04, 6.87, 6.87, 6.53이였으며, 산화환원전위(Eh)는 각각 108, 202, 47, 200, 154 mV 이였고, 전기전도도(EC)는 3710, 894, 1223, 559, 169.9 $\mu$S/cm이였으며, 부유물질(SS)의 농도는 각각 86.45, 13.74, 4.18, 0.24, 11.91 mg/L이었다. KSG1-12 시료의 음이온 농도가 전체적으로 높았는데, 특히 염소이온($Cl^-$)와 중탄산염 ($HCO_3^-$)이 높았다. 기타 전자수용체와 관련 있는 이온들의 농도에서, 철(Fe), 망간(Mn), 황산염($SO_4^{2-}$)은 KSG01-08보다 KSG1-07에서 더 높았고 질산염은 반대로 나타났다. DGGE fingerprint 분석을 통한 유사도 비교는 KSG1-13과 KSG1-16이 57.2%로 가장 높았는데, 둘 다 오염도가 낮거나 오염이 전혀 없기 때문으로 추정된다. 한편, KSG1-08은 KSG1-13과 25.8% 그리고 KSG1-12와 27.6%의 유사성을 나타냈는데 이는 오염도의 차이 때문일 것으로 사료된다. 각 시료 별 우점종들의 가장 많이 분포된 계통발생학적 집단을 보면 KSG1-12는 분석된 클론 중 55.6%가 $\alpha$-Proteobacteria에 속하였고, KSG1-16은 50.0%가 $\gamma$-Proteobacteria, KSG1-07은 66.7%가 $\beta$-Proteobacteria, KSG1-08은 54.5%가 $\gamma$-proteobacteria, KSG1-13은 36.4%가 $\beta$-Proteobacteria에 속하였다. 이러한 결과를 통해 매립지 침출수가 지하수를 따라 흐르면서 미생물 군집구조가 바뀌었음을 알 수 있었는데, 오염물질의 농도변화, 이용 가능한 전자수용체, 및 기타 여러 환경요인들의 차이에 의한 것임을 추측할 수 있다.

• Journal of Nutrition and Health
• /
• 제9권1호
• /
• pp.84-91
• /
• 1976

국내(國內)에서 생산(生産)되고 있는 세가지 조제분유(調製粉乳) 및 한가지 발효유(醱酵乳)의 일반성분(一般成分), 비타민, 무기물, 아미노산(酸) 및 지방산(脂肪酸) 함량(含量)을 분석(分析)하여 보증성분(保證成分)과 비교(比較)하고, 아울러 모유(母乳)와 비교(比較)하여 이들 유제품(乳製品)의 영양가(營養價)를 평가(評價)하기 위하여 7주간(週間) 실험(實驗)을 실시(實施)하였던 바 그 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1. 단백질(蛋白質) 및 지방(脂肪) 함량(含量)에 대한 분석치(分析値)는 보증함량(保證含量)보다 약간 낮았고, 당질(糖質) 함량(含量)은 약간 높았으나, 다른 성분(成分)은 대체로 분석치(分析値)와 보증함량(保證含量)이 서로 근사(近似)했고, 분유(粉乳)들간(間)에도 차이(差異)가 없었다. 발효유의 단백질(蛋白質) 및 지방(脂肪) 함량(含量)은 우유보다 낮았으나, 당질(糖質)의 함량(含量)이 높은 것으로 보아 상당한 양(量)의 가당(加糖)이 있는 듯 하였다. 2. 비타민은 거의 모든 분석치(分析値0가 보증(保證)된 함량(含量)보다 높았는데, 특히 비타민A는 $2{\sim}3$배(倍), 비타민E는 $4{\sim}5$배(倍)씩 높았고, 나이아신은 보증함량(保證含量)에 미달하였다. 또한 분유(粉乳)들간(間)에는 약간의 함량차(含量差)가 있었다. 3. 무기질(無機質)은 분석치(分析値)와 보증함량(保證含量)이 비슷했는데 칼슘 외 분석치(分析値)가 보증함량(保證含量)보다 다소 많았다. 이상의 분석(分析)된 조제분유(調製紛乳)들을 15%로 희석하여 우유(牛乳) 및 모유(母乳)와 비교(比較)했을 때, 열량(熱量), 당질(糖質), 단백질(蛋白質)도 우유(牛乳)보다 훨씬 희석되어 모유(母乳)에 유사(類似)함을 알 수 있었다. 또한 철분 및 대개의 비타민이 모유(母乳)나 우유(牛乳)보다 많은 점으로 미루어 이러한 영양소(營養素)가 강화(强化)되어 있음을 짐작할 수 있었다. 이 환원유(還元乳)를 일정(一定)한 조건(條件)에서 한국 영양권장량과 비교(比較)했을 때, 모든 영양소(營養素)를 충분(充分)히 공급(供給)할 수 있었는데 나이아신 만이 권장량에 미달하였다. 또한 분유(粉乳) C에서 철분이 약간 미달했고, 비타민A는 1일(日) 권장량에 6배(倍)나 되어 앞으로 재검토(再檢討)를 요(要)하는 문제라 하겠다. 4. 아미노산(酸) 조성(組成)은 분유간(粉乳間)에 다수 차계(差界)를 보였으며, 필수(必須)아미노산(酸) 조성(組成)이 우유에 가까웠던 점(點)으로 보아 아미노산 조절(調節)은 없었는듯 하였다. 발효유의 아미노산(酸) 조성(組成)은 우유와 거의 같았다. 5. 지방산(脂肪酸)의 조성(組成)은 전체(全體) 포화지방산대(飽和脂肪酸對) 불포화지방산(不飽和脂肪酸)의 비(比)가 3종(種)의 분유간(粉乳間)에 비슷하였고, 특히 필수지방산(必須脂肪酸)의 조성(組成)이 모유(母乳)와 유사(類似)하거나 높아 이들 지방산(脂肪酸)이 첨가(添加)되어 있음을 나타냈다. 이상의 여러 결과(結果)들을 종합(綜合)할 때 3종(種)의 분유간(粉乳間) 영양효과(營養效果)는 비슷하고, 조제분유(調製粉乳)의 일반조성(一般組成), 무기질(無機質) 및 지방산(脂肪酸) 조성(組成)에 있어서 모유(母乳)에 상당히 접근(接近)하는 것으로 믿어진다. 한편 철분, 비타민 등(等)의 강화(强化)로서 단일식품(單一食品)으로서의 효용성(效用性)을 높인 것은 사실이나, 일부 영양소(營養素)의 지나친 강화(强化)문제는 좀더 신중히 다루어져야 할 것으로 생각된다.

• 마케팅과학연구
• /
• 제19권4호
• /
• pp.32-43
• /
• 2009

信任在心理学, 经济学, 社会学中已被广泛研究, 其重要性不仅在市场营销中被强调, 在一般商业原则中也被强调. 供应商和买家之间的关系与过去不同, 过去的关系需要相当大的私人网络优势, 并可能涉及不道德的商业行为. 而在以工业营销成功的为核心的二十一世纪激烈的全球竞争中, 供应商和买家之间的关系是伙伴关系. 在相互合作的高级别信任的基础上, 通过交换的关系, 这会给买家和供应商带来长期的利益, 竞争力增强和交易成本的降低以及其他福利. 尽管现有的研究有信任的重要性, 但是在购买与供应关系中却忽视了信任的作用, 也没有系统地分析信任对关系的影响. 因此, 深入研究, 确定买家和商业服务供应商之间信任和关系绩效之间的联系是绝对需要的. 本研究中的商业服务, 包括那些支持制造业, 正作为下一代经济增长的引擎而吸引着人们的注意. 韩国政府已选择其作为制造业发展的战略领域. 由于商业服务开放市场的需求日趋激烈, 商业服务业的竞争力应该比以往得到更多的提倡. 本研究的目的是探索相互信任对买家和供应商之间的关系绩效的影响. 具体来说, 本研究在商业服务交易中提出了一个关于信任-关系绩效的理论模型, 并实证检验根据模型而提出的假设. 这项研究表明, 研究结果有战略意义. 本研究通过多种方法收集经验数据. 这些方法包括通过电话, 邮件和面试. 作为样本的公司是在韩国供应和购买商业服务的以知识为本的公司. 本研究收集的是二进的基础数据. 每个样本公司对包括购买公司及其相应的供应公司. 并跟踪调查每个公司对的相互信任. 本研究为商业服务的买卖双方提出了信任-关系绩效的模型. 该模型由信任和它的前因和后果. 买家的信任分为对供应公司的信任和对销售人员的信任. 根据Doney 和Cannon (1997)的研究我们在个人水平和组织水平上观察信任. 通常情况下, 买方是信任的受体, 但这项研究我们建议以供应商为观察受体. 因此, 它独特的关注了双边角度的知觉风险. 换言之, 供应商和买家一样, 是信任的主体, 因为交易通常是双边的. 从这个角度来看, 供应商对买家信任和买方对供货商的信赖一样重要. 供应商的信任从某种程度上受它信任的买方公司和买家的影响. 这种使用个人水平和组织水平的信任分类是根据Doney 和Cannon (1997)的研究. 信任影响供应商的选择, 这是一项双向放的工作. 供应商们积极参与供应商选择过程中, 和买家密切的一起工作. 此外, 该过程从某种程度上受每一方信任的合作伙伴的影响. 挑选过程包括一些步骤: 识别, 信息检索, 供应商选择和绩效评价. 作为这一进程的结果, 买家和供应商都进行绩效评估, 并就这些结果为基础, 采取有形或无形的纠正行动. 本研究中使用的关于信任的测量问项是根据Mayer, Davis 和 Schoorman (1995) 以及Mayer和Davis (1999)的研究发展起来的. 根据他们的建议, 有关信任的三个方面的研究包括有能力, 善和完整. 根据商业服务这个背景我们调整了原来的问题. 例如, 如 "他/她的专业能力" 已被改为 "当我们讨论我们的产品时销售人员表现出专业能力. "这项研究使用的测量问项不同于在以往的研究中使用的问项（Rotter 1967; Sullivan和Peterson 1982; Dwyer和Oh 1987. 本研究中有关信任的前因后果的测量问项是根据Doney和Cannon (1997)的研究为基础制定的. 根据商业服务这个背景我们调整了原来的问题. 特别是, 问题被设计为对买家和供应商以解决下列因素: 信誉 (诚信, 客户服务, 良好意愿), 市场地位 (公司规模, 市场份额, 在行业中的地位), 愿意定制（产品, 过程, 交付), 信息共享(专有信息, 个人信息), 愿意保持良好关系, 认为专业, 权威授权, 买方与卖方的相似性, 以及接触频率. 作为信任相应的变量, 我们对关系绩效进行了测试. 关系绩效分为有形的影响, 无形影响, 和副作用. 有形的影响包括财务业绩;无形的影响, 包括关系的改善, 网络开发, 以及内部员工的满意度;副作用包括既不是有形影响也不是无形影响的影响. 我们联系了350对公司, 105对公司答复了我们. 由于不完整我们删除了5对公司, 105对公司被用于数据分析. 用于数据分析的回应率为30%(三百五十零分之一百零五), 高于工业营销的平均回复比率. 至于回复的公司的特点, 大多数的公司运作的商业服务既为买方(85.4%)也为供应商(81.8%). 大部分买家是做消费品贸易(76%), 而供应商的大部分(70%)是做工业品贸易. 这可能意味着买家的过程是购入材料, 部件和组件从而生产消费品成品. 正如他们对他们与合作伙伴关系的长度的报告表示, 供应商比买家有更长的商业关系. 假设1测试买方-供应方特点对信任的影响. 销售人员的专业度(t=2.070, p<0.05)和权威授权(t=2.328, p<0.05)积极影响买方对供应方的信任. 另一方面, 权威授权(t=2.192, p<0.05)积极影响供应方对买方的信任. 对买方和供应方来说, 权威授权的程度对保持对彼此的信任有关键作用. 假设2测试买卖双方关系特点对信任的影响. 买家倾向于信任供应方, 因为供应方总是尽全力联系买方(t=2.212, p<0.05)这种倾向性在供应方方面也表现得很强(t=2.591, p<0.01). 另一方面, 供应商对买方的信任是由于供应商感知买家与自己的相似性(t=2.702, p<0.01). 这一发现证实了Crosby, Evans, 和Cowles(1990)的研究结果. 他们的结果表明供应方和买方通过商务或私务的定期会议来建立彼此的联系. 假设3测试信任对感知风险的影响. 结果表明无论对买方还是供应方, 信任越低, 感知风险就越大(买方: t =-6.621, p<0.01; 供应方: t=-2.437, p<0.05). 有趣的是, 这一趋势已被证明对买方更强. 这种较高水平的感知风险的一个可能的解释是在商业服务交易中买方通常比供应方感知到更大的风险. 为此, 有必要对供应商对买方实施减少风险的战略. 假设4测试信任对信息搜集. 根据结果, 对供应方和买方, 与预期相反, 信任取决于他们合作伙伴的名誉(买方t=2.929, p<0.01; 供应方t=2.711, p<0.05). 这一发现表明, 具有良好信誉的供应商往往是可信的. 以往的经验并没有显示出任何与买家或供应商信任的重要关系. 假设5测试信任对供应方/买方选择的影响. 与买方不同, 当供应方认为以往与买方的交易重要时, 供应方倾向信任买方(t=2.913 p<0.01). 但是, 本研究并没有现实资源忠诚和买方对供应方的信任之间有显著关系. 假设6测试的是信任对关系绩效的影响. 对买方和供应方, 当财务表现被报告提高时, 他们比较信任他们的合作伙伴(买方: t=2.301, p<0.05;供应方: t=3.692, p<0.01). 有趣的是, 这种趋势在供应方比较明显. 类似的, 当竞争力被报告提高时, 买卖双方比较信任他们的合作伙伴(买方t=3.563, p<0.01 ; 供应方t=3.042, p<0.01). 对供应方来说, 当对买方信任时效率和生产力会提高(t=2.673, p<0.01). 其他绩效指标与信任没有显著关系. 这项研究结果有一定的战略意义. 首先和最重要的是, 以信任为基础的交易对供应商和买家而言都是有益的. 根据研究证实, 通过努力建立和保持相互信任可以使财务表现提高. 同样, 可以通过同样的努力提高竞争力. 第二, 以信任为基础的交易能够减少购买情况中的感知风险. 这对供应商和买家都有启示. 人们普遍认为, 在一个高度参与的采购情况中买家感知到更高的风险. 为了减少风险, 以往的研究已建议供应商制定降低风险的策略. 而本研究的特点是从双边角度关注知觉风险. 换言之, 供应商也容易存在风险, 特别是当他们提供的服务, 需要非常先进的技术, 操作和维护. 因此, 购买者和供应商必须一起密切合作解决问题. 因此, 相互信任在问题解决过程中起着关键作用. 第三, 在这项研究中发现, 销售人员有更多的授权, 他或她越被信任. 这一发现从战术角度看是非常重要的. 建立信任是一个长期的任务, 然而, 当互信尚未开发, 供应商能够通过授权销售人员做出某些决定来克服遇到的问题, 这一结论也适用于供应商.

• 한국산림과학회지
• /
• 제70권1호
• /
• pp.7-16
• /
• 1985

임목(林木)의 주체성인(主體成因)인 수간(樹幹)에 대한 각종(各種) 성장인자간(成長因子間)의 정준상관(正準相關)과 그의 관계적(關係的) 배경(背景) 및 수간(樹幹)의 총합적(總合的)인 변동분석(變動分析)에 의(依)한 수간적(樹幹的) 특징(特徵)을 파악(把握)함에 있어, 그의 최적기법(最適技法)을 탐색(探索)하기 위한 시도(試圖)로서 일본(日本)잎갈나무(Larix leptolepis)에 주성분(主成分) 및 정준상관분석법(正準相關分析法)을 도입적용(導入適用)하고, 얻어진 결과(結果)를 다음과 같이 요약(要約)한다. 1) 정형수(正形數)($x_8$)를 제외(除外)한 모든 성장인자(成長因子) 즉(卽), 수고(樹高)($x_1$), 지하고(枝下高)($x_2$), 망고(望高)($x_3$), 흉고직경(胸高直徑)($x_4$), 중앙직경(中央直徑)($x_5$), 수관폭(樹冠幅)($x_6$) 및 간재적(幹材積)($x_7$) 등(等)의 각(各) 인자간(因子間)에 강약간(強弱間)의 상관(相關)이 있으며, 특(特)히 흉고직경(胸高直徑), 수고(樹高) 및 중앙직경(中央直徑) 등(等)은 간재적(幹材積)과 고도(高度)의 상관(相關)이 있다(표(表) l 참조(參照)). 2) (1) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (2) 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (3) 상장(上長) 및 비대성장인자(肥大成長因子)를 총망라(總網羅)한 6개인자(個因子)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 각각(各各) $${(1)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.82980^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=1.08323x_1-0.04299x_2-0.07080x_3}\\{(2)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98198^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=0.86433x_4+0.11996x_5+0.02917x_6}\\{(3)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98700^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v1=0.12948x_1+0.00291x_2+0.03076x_3+0.76707x_4+0.09107x_5+0.02576x_6}$$ 등(等)과 같이 되어, 어느 경우(境遇)에서도 고도(高度)의 정준상관(正準相關)을 가지며, (1)의 경우(境遇)에는 수고(樹高)가, (2)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)이, (3)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)과 수고(樹高)가 각각(各各)의 정준상관(正準相關)에 절대적인 기여(寄與)를 하는 것으로서, 각종(各種) 질적성장(質的成長)의 총합특성(總合特性)은 이들 인자(因子)의 막강한 영향력(影響力)에 의해서 형성(形成)되며, 특(特)히 (3)의 경우에서 간재적(幹材積)과의 정준상관(正準相關)에 미치는 흉고직경(胸高直徑)의 영향력(影響力)은 기타(其他)의 인자(因子)에 비(比)하여 판이(判異)하게 큰 것으로 밝혀지고 있다(표(表) 2 참조(參照)). 3) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량간(合成變量間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 $${\gamma}_{u1,v1}=0.78556^{**},\;\{u_1=1.20569x_1-0.04444x_2-0.21696x_3\\v_1=1.09571x_4-0.14076z_5+0.05285z_6$$와 같이 됨에 따라, 각종 상장성장인자(上長成長因子)와 비대성장인자간(肥大成長因子間)의 고도(高度)의 정준상관(正準相關)에 있어 수고(樹高)와 흉고직경(胸高直徑)만의 기여도(寄與度)가 극(極)히 현저한 것으로서, 상장성장(上長成長)의 총합특성(總合特性)은 수고(樹高)에 의해서, 비대성장(肥大成長)의 총합특성(總合特性)은 흉고직경(胸高直徑)에 의해서 각각(各各) 형성(形成)된다는 사실(事實)이 확인(確認)된 것이다. 따라서 양인자(兩因子)에 대한 간재적계측(幹材積計測)에 있어서의 필수유력인(必須有力因子)로서의 과학성(科學性)이 입증(立證)된 것이라 생각한다(표(表) 2 참조(參照)). 4) 수간(樹幹)의 8개성장인자(個成長因子) 즉(卽), 8차원(次元)의 정보(情報)(특성치(特性値))를 설정(設定)된 유효목표(有效目標) 85%에 따라 3차원(次元)으로 간략화(簡約化)된 총합특성치(總合特性値) 즉(卽), 제(第) 1 ~ 제(第) 3 주성분(主成分)은 다음과 같다. 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$); $Z_1=0.40192x_1+0.23693x_2+0.37047x_3+0.41745x_4+0.41629x_5+0.33454x_60.42798x_7+0.04923x_8$ 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$) ; $z_2=-0.09306x_1-0.34707x_2+0.08372x_3-0.03239x_4+0.11152x_5+0.00012x_6+0.02407x_7+0.92185x_8$ 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$) ; $Z_3=0.19832x_1+0.68210x_2+0.35824x_3-0.22522x_4-0.20876x_5-0.42373x_6-0.15055x_7+0.26562x_8$ 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$)은 기여율(寄與率)이 63.26%나 되는 매우 높은 정보흡수력(情報吸收力)을 가진 "크기의 인자(因子)(size factor)"로서, 그의 주성분득점(主成分得點)(principal component score)은 인자부하량(因子負荷量)이 매우 높은 간재적(幹材積), 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수고(樹高) 등(等)에 의해써 결정(決定)되며, 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$)은 입체적(立體的) 형상(形狀)의 지표(指標) 즉(卽), 수간(樹幹)의 입체적(立體的) 상사성(相似性)과 완구도(完溝度)를 나타내주는 "형상(形狀)의 인자(因子)(shape factor)"로서, 그의 score는 정형수(正形數)의 절대적(絶對的)인 영향력(影響力)에 의(依)해서 형성(形成)되며, 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$)은 상장성장(上長成長)과 비대성장(肥大成長)과의 역관계(逆關係)의 현상(現象) 즉(卽), 수간(樹幹)의 세장(細長)(또는 굵고 짧음)의 정도를 표시(表示)하는 성장형상(成長形狀)의 지표(指標)로서, 이는 제(第) 2의 "형상(形狀)의 인자(因子)"가 된다. 이상(以上) 3개주성분(個主成分)은 그의 누적기여율(累積寄與率)이 88.36%로서 만족스러운 정보흡수역량(情報吸收力量)을 지니고 있다(표(表) 3 참조(參照)). 5) 본(本) 연구(硏究)에 적용(適用)된 주성분(主成分) 및 정준(正準) 상관분석법(相關分析法)은 적극적(積極的)인 이용개발(利用開發)에 따라서는 삼림계측(森林計測)(임목성장(林木成長)), 지위판정분류(地位判定分類), 삼림(森林) 및 임산업(林産業)의 경영진단(經營診斷), 임산가공(林産加工)(품(品))의 생산관리(生産管理) 및 기지(其地) 총합특성치(總合特性値)의 산정(算定)을 필요(必要)로 하는 분야(分野)에 많은 기여(寄與)가 있을 것으로 사료(思料)된다.