• 한국농림기상학회지
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• 제11권2호
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• pp.72-78
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• 2009

관측밀도가 동일한 조건에서 단위격자점의 크기를 줄일 경우 PRISM 방식에 의해 추정된 강수량 분포 가 단위격자점의 크기를 줄이기 전에 비해 개선되는지 확인하기 위해 PRISM 코드를 수정하여 $270m{\times}270m$ 격자점 단위로 구동할 수 있도록 하였다. 남한 전역의 지형자료를 270m DEM으로부터 준비하고 432개 기상청 자동기상관측소의 2007년 월별 적산강수량 자료를 입력자료로 하여 각 격자점의 PRISM 회귀식을 도출하였다. 회귀모형과 DEM 고도에 의해 각 격자점의 월별 적산강수량을 추정한 다음, 추정된 강수량분포도로부터 한국수자원공사 우량관측소 166개소에 해당하는 격자점의 자료를 추출하여 해당관측소의 실측값과 비교하였다. 동일한 강수자료를 이용하되 이번에는 5km 격자점의 PRISM 회귀모형을 유도하여 강수량 분포도를 작성하고 166개 지점 추정강수량을 추출하여 실측자료와의 차이를 RMSE로 표현하였다. 5km 대신 270m 분해능의 DEM을 사용할 경우 월 강수량이 100mm 이상인 경우 평균 10%의 오차 감소효과가 확인되었다.

• 한국식품과학회지
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• 제35권5호
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• pp.818-824
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• 2003

외국농산물의 국내 유입증가와 이에 따른 신속한 원산지 판별법 확립이 요구되는 가운데 최근 수입이 급증한 품목 중 하나인 황기를 선택, CE 및 NIRS를 이용하여 분석조건을 확립하고 원산지판별에의 적용 가능성을 검토하였다. CE를 이용하여 분석 시 추출은 methanol: 0.1M phosphate buffer(pH 2.5)(3:7)를 사용하였으며 uncoated fused silica capillary$(50\;{\mu}m\;I.D.{\times}27cm)$를 이용하여 $45^{\circ}C$, 14 kV로 분석, 200 nm에서 검출하였다. 분석 buffer는 0.1 M phosphate buffer(pH 2.5)에 20% methoxy ethanol과 40 mM HSA를 첨가하여 사용하였으며, 8초간 pressure injection 하였다. Peak의 재현성을 증대시키기 위하여 시료 주입 전 분석 buffer를 1분간 분석 시와 같은 방향으로(F) 흘려주고 0.1 M phosphoric acid와 1 M sodium hydroxide는 각각 4분, 5분간 반대방향으로(R) 홀려주었다. 증류수를 다시 1분간 흘려주고(R) 분석 buffer로 2분간 평형화(F) 시킨 후 시료를 주입하였다. 이상의 조건으로 국내산(97점)과 수입(113점) 황기를 분석한 결과 전체 peak의 양상은 유사하였으나 약 $11{\sim}13$분에 용출되는 2개의 peak(peak am-1, am-2)의 면적 비율에서 차이가 나타나 국산은 peak am-2가 peak am-1의 약 4배인 반면, 수입 산은 10배로 나타나 원산지 판별이 가능하였으며, 약 80%의 편별율을 나타내었다. NIRS는 국산 및 수입산 황기 raw 스펙트럼의 2차 미분 스펙트럼 R값이 0.915로 비교적 안정된 값을 얻을 수 있었고, SEP는 약 14.3%로 나타났다. 이를 국산과 수입산 황기에 적용 시 전체 판별율이 약 97%로 비교적 높은 판별율을 보였다. 또한 NIRS로 판별이 불가능한 시료가 CE로는 판별이 가능하여 이 두 기기를 함께 사용 시 상호보완하여 신속 정확한 원산지 판별법의 개발 가능성이 시사되었다.

• 농촌의학ㆍ지역보건
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• 제36권4호
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• pp.227-237
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• 2011

농촌지역 재가장애인의 재활서비스 이용실태를 파악하고자 일개 농촌지역 재가장애인(3-6급 뇌 병변 지체장애) 101명을 대상으로 2011년 3월부터 4월까지 면접 조사를 실시하였다. 대상자는 여자가 65.3%였고, 70세 이상이 53.5%로 가장 많았고, 초등졸 이하가 72.3%이었다. 주관적 경제상태는 보통이상이 56.4%, 의료보장형태는 94.1%가 건강보험이었다. 대상자의 장애 및 건강관련 특성으로는 지체장애가 81.2%, 장애등급별은 3-4급이 41.6%로 가장 많았고, 동반 질환이 있는 경우가 74.3%였다. 본인이 생각하는 자신의 장애정도가 '심각하다'고 한 경우가 69.3%였다. 재가장애인의 70.3%는 퇴원 후 현재 재활서비스를 받고 있었다. 이용하지 않는 이유로는 치료의 효과성과 주변 서비스 기관의 부재, 경제적인 측면 등을 이유로 들었다. 재활서비스를 받기 위해 이용하고 있는 기관은 병의원, 재활의학과 병의원, 한의원 보건소 순으로 많았다. 현재 이용하고 있는 재활서비스 내용에 대해 19.7%가 만족한다고 하였고, 불만족의 이유로는 거리가 멀어서가 가장 많았다. 현재 재활서비스 이용여부에 영향을 미치는 유의한 변수로는 성별, 직업유무, 주관적 경제상태, 장애발생 원인이었다. 즉, 여자인 경우, 직업을 가진 경우, 경제상태가 좋은 경우, 장애발생이 후천적인 경우 재활서비스 이용이 높았다. 농촌지역 재가장애인의 70.3%가 현재 재활서비스를 이용하고 있으나 포괄성, 접근성, 지속성, 만족도 등에서 미흡한 것으로 나타났다. 현재 국가차원에서 추진되고 있는 지역사회중심재활사업을 중심으로 농촌지역 재가장애인을 위한 양적 및 질적으로 충분한 재활서비스 제공이 요구되며, 미이용 집단 및 미충족 집단을 우선 사업대상자로 선정하여 서비스를 제공하는 전략이 필요할 것으로 판단된다.

• 한국약용작물학회지
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• 제2권1호
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• pp.7-13
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• 1994

1983년(年) 부터 1992년(年) 까지 계속하여 재배(栽培)하여온 전남(全南) 승주군(昇州郡) 해룡면(海龍面) 농가(農家) 도장(圖場)에서 조사(調査)한 택사(澤瀉)의 주요특성(主要特性)과 재배기간중(栽培期間中) 관측(觀測)된 기상자료(氣象資料)를 이용(利用)하여 생육(生育) 및 수양(收量)과 기상요인(氣象要因)과의 상관관계(相關關係), 분산(分散) 및 수양(收量) 추정식(推定式)을 유도(誘導)한 결과(結果)는 다음과 같다. 1. 기상요인중(氣象要因中) 변리(變異)가 큰 것은 10월(月) 의 강수량(降水量)과 11월(月)의 최저기온(最低氣溫)으로서 변리계수(變異係數) (C.V)는 각각 106.44%와 144.08%였으며, 7월(月), 8월(月), 9월(月)의 평균기온(平均氣溫)과 최고기온(最高氣溫) 및 최저기온(最低氣溫)은 비교적 변리(變異)가 적었다. 2. 생육(生育) 및 수양형질(收量形質)의 변리계수(變異係數)는 수양형질중(收量形質中) 생근중(生根重)은 30.62% 건근중(乾根重)은 31.8%서 년차간(年次間) 변리(變異)가 아주 켰고 묘장(苗長)과 경장(莖長)은 $5.51{\sim}6.26%$로 변리(變異)가 중간정도였으며 엽폭(葉幅), 엽장(葉長), 경수(莖數) 및 근경(根莖)은 $1.08%{\sim}3.23%$로 변리(變異)가 아주 적어서 이들 형질(形質)은 년차간(年次間) 변리(變異)가 적음을 알 수 있었다. 3. 기상요인(氣象要因) 택사생육(澤瀉生育) 및 수양형질간(收量形質間)의 상관(相關)에서는 11월(月)의 최고기온(最高氣溫)과 엽장(葉長), 경장(莖長), 경수(莖數), 및 건근중(乾根重)에서 5% 수준(水準)의 유의성(有意性) 있는 정(正)의 상관(相關)이 인정(認定)되었다. 4.생육(生育) 및 수양형질(收量形質) 상호간(相互間)의 상관(相關)에서는 모두가 정(正)의 상관(相關)으로 고도(高度)의 유의성(有意性)이 인정(認定)되었으며 11월(月)의 최고기온(最高氣溫)을 이용(利用)하여 경수(莖數)를 추정(推定)한 결과(結果) $Y_1=4.114+0.5333\;X\;(R^2=0.4410)$,의 직선회귀식(直線回歸式)을 유도(誘導)할 수 있었고, 역시 11월(月)의 최고기온(最高氣溫)을 이용(利用)하여 건근중(乾根重)수양(收量)의 추정식(推定式) 유도(誘導)한 결과(結果)$Y_2=55.0405+14.3233\;X\;(R^2=0.4511)$의 직선회귀식(直線回歸式)을 얻을 수 있었으며 이들에 대한 분산(分散) 분석(分析)에서도 유의성(有意性)이 인정(認定)되었기에 수양(收量)에 대한 추정식(推定式)을 이용(利用)하여 이논적(理論的) 수양(收量)과 실제수양(實際收量)의 오차(誤差)를 구(求)한 결과(結果) l0%미만(未滿)의 차이(差異)를 보여 비교적 잘 적중되었다.

• 분석과학
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• 제25권2호
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• pp.121-126
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• 2012

한지기록물의 상태를 평가하는 데 있어 기록물의 훼손을 방지하는 것은 필수적인 요소이다. 사용된 공시재료는 1900년대 생산된 한지기록물을 사용하였다. 이 종이 기록물의 상태를 평가하기 위하여 비파괴적 분석기인 12,500~4,000 $cm^{-1}$ 파장영역을 가진 푸리에변환(FT) 근적외선 분광 분석기를 이용하였다. 푸리에변환 방식의 간섭계는 뛰어난 정밀도와 정확도를 가지며, 신호-대-잡음비가 가장 우수 하여 정량 분석에서 가장 많이 사용되고 있다. 한지기록물의 산성도와 함수율을 적분구(integrating sphere)의 확산반사로 사용하여 측정하였다. 산성도(pH)의 경우에 전처리를 하지 않았을 때의 상관계수($R^2$)는 0.92, 표준예측오차(SEP)는 0.317이었고, 전처리를 하였을 때의 $R^2$는 0.98, SEP는 0.208 이었다. 그리고 함수율의 경우 산성도와 달리 전처리를 하지 않았을 경우에도 $R^2$와 SEP는 각각 0.99와 0.458로 확인 되었다. 전처리 중 다산란 보정방법(MSC)의 경우에는 $R^2$가 0.97, SEP가 0.558로 증가하는 것을 확인 할 수 있어 함수율은 전처리를 하지 않았을 때가 좋은 결과가 나오는 것으로 확인 되었다. 이러한 결과를 통해 비파괴적인 분석방법으로 한지기록물을 적분구와 FT 근적외선 분광 분석기를 이용하여 한지의 상태를 정확히 평가할 수 있을 것으로 판단되었다.

• 산업식품공학
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• 제14권3호
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• pp.208-216
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• 2010

유산균을 고농도로 배양하기 위하여 $CaCO_3$를 각각 15% 와 20%씩 첨가하여 직경이 서로 다른 $CaCO_3$-alginate beads를 제조한 후, lactic acid에 대한 $CaCO_3$-alginate beads의 반응 특성과 완충효과를 관찰하였으며, lactic acid에 대하여 완충작용이 있는 $CaCO_3$-alginate beads를 이용하여 S. thermophilus ST-Body 1과 L. amylovorus DU-21을 고농도 배양하여 직접투입식 starter를 제조하였다. 본 연구에서 제조된 $CaCO_3$-alginate beads는 $CaCO_3$, alginate 함량 및 수분 함유율이 beads에 일정하게 고루 분포되어 있으며, 일정한 밀도를 갖는 입자임을 알 수 있었다. 또한 lactic acid에 대한 beads의 반응은 표면으로부터 일어나기 시작하여 내부로 진행됨을 확인하였으며, $CaCO_3$-alginate beads 양의 증가는 결국 lactic acid와 반응할 수 있는 $CaCO_3$ 표면적의 증가를 가져오게 되며, 단위시간당 lactic acid와 반응하는 $CaCO_3$의 상대적 증가를 가져오기 때문에 $CaCO_3$-alginate beads 양의 증가는 lactic acid 용액 내부의 중화작용의 증가를 가져온다는 것을 확인하였다. 즉, $CaCO_3$-alginate beads의 직경이 작을수록, 내부의 $CaCO_3$ 함량이 높을수록, 단위 부피당 넓은 표면적과 높은 중화작용을 가지므로 $CaCO_3$-alginate beads를 pH neutralizer로 이용하여 유산균을 배양할 경우에는 $CaCO_3$ 함량이 높고 직경이 작은 $CaCO_3$-alginate beads의 이용이 유산균 배양에 효과적임을 알 수 있었다. $CaCO_3$-alginate beads를 이용한 유산균의 고농도 배양시, pH와 생균수와의 상관성과 선형관계를 단순회귀분석법(simple regression)을 이용하여 최소자승추정량(least square estimator; LSE)을 구하여 검증한 결과, 각 X의 회귀계수의 값은 통계적으로 유의한 결과(p<0.05, p<0.01)를 보였다. 또한 $R^2$ 값은 S. thermophilus ST-Body 1와 L. amylovorus DU-21의 경우, $CaCO_3$-alginate beads 무첨가구와 첨가구에서 각각 0.6310, 0.7505, 0.7452, 0.7609이였다. 이는 pH가 균 증식에 다소나마 영향을 주는 것을 나타낸다. 고농도로 배양된 S. thermophilus ST-Body 1과 L. amylovorus DU-21 균주를 이용하여 직접투입식 starter를 제조한 결과, 동결건조 보호제로 15% glycerol을 이용하였을 때 각각 91.96${\pm}$1.35%와 89.09${\pm}$4.49%의 생존율을 보였다. 본 연구에서 확립된 기법은 probiotics 조제나 정장제 조제방법에 있어서도 공히 적용 가능하므로 미생물 세포의 이용기법으로 그 생존율과 발효에 연관되는 기능보존과 수반되는 여러 분야에 적용한다는 면에서 산업적으로 중요하다고 사료된다.

• 한국해안·해양공학회논문집
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• 제31권3호
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• pp.158-169
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• 2019

추계학적 확률과정의 하나인 감마 확률과정을 이용하여 구조물의 잔류유효수명을 확률론적으로 예측할 수 있는 수학적 모형을 수립하였다. 수립된 모형은 과거부터 현재 시점까지 관측된 피해자료와 관련된 표본의 불확실성과 장래 시간 진행에 따른 누적피해의 불확실성을 올바로 고려할 수 있다. 또한 최소자승법과 모멘트법을 함께 사용하여 경사제의 재령, 운용환경 그리고 피해이력을 고려할 수 있는 모수 추정법을 제시하였다. 먼저 현재 재령의 단일 피해 자료를 갖는 임의의 조건에서 모수에 대한 민감도 분석을 수행하여, 잔류유효수명과 관련된 여러가지 거동 특성들을 분석하였다. 또한 잔류유효수명 예측모형을 경사제에 적용하였다. 경사제 피복재의 피해 이력에 대한 실험자료를 이용하여 감마 확률과정의 모수를 추정하였는데 실험자료와 매우 잘 일치하였다. 해석 결과에 의하면 현재 시점으로부터 상당히 오랜 시간이 경과하면 파괴한계를 초과할 확률이 일정한 값으로 수렴해야 하는 제약 조건을 잘 만족하였다. 한편 기대 잔류유효수명은 피해 이력의 거동 특성에 따라 각기 다르게 산정되었다. 특히 피해의 변동계수가 크면 추계학적으로 산정된 기대 잔류유효수명은 결정론적 회기모형의 해석 결과와 큰 차이를 보인다. 이는 해석과정에 포함된 불확실성의 영향으로 판단된다. 변동계수가 크면 파괴한계에 도달하는 시간의 분포가 넓게 퍼지기 때문이다. 따라서 본 연구에서 수립된 추계학적 잔류유효수명 예측모형은 현재 재령에서 경사제의 피해에 대한 확률적 평가를 수행할 수 있을 뿐만 아니라 장래 시간의 진행에 따른 누적피해의 불확실성을 올바로 고려할 수 있다.

• Korean Journal of Health Education and Promotion
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• 제2권1호
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• pp.31-61
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• 2000

Introduction. Despite the fact that half of premature deaths are caused by unhealthy lifestyles such as smoking tobacco, sedentary lifestyle, alcohol and drug abuse and poor nutrition, there are no theoretical models which accurately explain these health promotion related behaviors. This study tests a new model of health behavior called the Model of Health Promotion Behavior. This model draws on elements and frameworks suggested by the Health Belief Model, Social Cognitive Theory, the Theory of Planned Action and the Health Promotion Model. This model is intended as a general model of behavior but this first test of the model uses amount of exercise as the outcome behavior. Design. This study utilized a cross sectional mail-out, mail-back survey design to determine the elements within the model that best explained intentions to exercise and those that best explained amount of exercise. A follow-up questionnaire was mailed to all respondents to the first questionnaire about 10 months after the initial survey. A pretest was conducted to refine the questionnaire and a pilot study to test the protocols and assumptions used to calculate the required sample size. Sample. The sample was drawn from 2000 eligible participants at two blue collar (utility company and part of a hospital) and two white collar (bank and pharmaceutical) companies located in Southeastern Michigan. Both white collar site had employee fitness centers and all four sites offered health promotion programs. In the first survey, 982 responses were received (49.1％) after two mailings to non-respondents and one additional mailing to secure answers to missing data, with 845 usable cases for the analyzing current intentions and 918 usable cases for the explaining of amount of current exercise analysis. In the follow-up survey, questionnaires were mailed to the 982 employees who responded to the initial survey. After one follow-up mailing to non-respondents, and one mailing to secure answers to missing data, 697 (71.0％) responses were received, with 627 (63.8％) usable cases to predict intentions and 673 (68.5％) usable cases to predict amount of exercise. Measures. The questionnaire in the initial survey had 15 scales and 134 items; these scales measured each of the variables in the model. Thirteen of the scales were drawn from the literature, all had Cronbach's alpha scores above .74 and all but three had scores above .80. The questionnaire in the second mailing had only 10 items, and measured only outcome variables. Analysis. The analysis included calculation of scale scores, Cronbach's alpha, zero order correlations, and factor analysis, ordinary least square analysis, hierarchical tests of interaction terms and path analysis, and comparisons of results based on a random split of the data and splits based on gender and employer site. The power of the regression analysis was .99 at the .01 significance level for the model as a whole. Results. Self efficacy and Non-Health Benefits emerged as the most powerful predictors of Intentions to exercise, together explaining approximately 19％ of the variance in future Intentions. Intentions, and the interaction of Intentions with Barriers, with Support of Friends, and with Self Efficacy were the most consistent predictors of amount of future exercise, together explaining 38％ of the variance. With the inclusion of Prior Exercise History the model explained 52％ of the variance in amount of exercise 10 months later. There were very few differences in the variables that emerged as important predictors of intentions or exercise in the different employer sites or between males and females. Discussion. This new model is viable in predicting intentions to exercise and amount of exercise, both in absolute terms and when compared to existing models.

• 한국식품영양과학회지
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• 제43권3호
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• pp.425-430
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• 2014

식품의 3대 영양소인 탄수화물, 단백질 및 지방의 일반적인 분석 방법은 Kjeldahl 및 Soxhlet 시험법과 같은 기존의 화학 분석 방법으로 분석하였다. 그러나 이러한 분석 방법은 시료의 전처리 과정이 필요하고 많은 비용과 분석 시간이 소모되며 복잡한 추출과정을 거친다는 단점이 있다. 따라서 본 연구에서는 국내 유통 식품 및 농산물 자원에 함유된 탄수화물, 단백질 및 지방의 함량을 근적외 분광분석법(near-infrared reflectance spectroscopy, NIRS)으로 신속하고 정확하게 동시에 측정할 수 있는 방법을 검토하였다. 분석시료는 517종의 다양한 식품 시료를 예측모델 개발용(calibration set) 412종과 예견치 분석용(validation set) 162종으로 구분하여 사용하였다. 기존의 화학 분석 방법에 의해 측정된 성분들의 분석 결과와 근적외 스펙트럼 데이터간의 상관관계를 조사하여 각 성분별 예측모델을 검토하였으며, 변형부분최소자승법(MPLS) 및 다양한 수처리와 산란보정을 이용한 결과, 탄수화물, 단백질 및 지방의 산란방식은 각각 weighted MSC, standard MSC 및 SNV only로 수처리는 각각 1차 미분(1st derivative, 4 nm gap, 5 points smoothing, 1 point second smoothing), 2차 미분(2, 5, 5, 3) 및 1차 미분(1, 1, 1, 1)을 적용하여 예측모델을 검토한 결과 $R^2$값이 0.971, 0.974 및 0.937로 높고 SEC값은 4.066, 1.080 및 1.890으로 낮은 최적의 예측모델을 개발하였다. 세 성분의 최적 예측모델에 의한 상관도와 잔차 히스토그램을 검토한 결과 세 성분 모두 근적외 분광분석법 예측모델로 적합함을 확인할 수 있었으며, 최적의 예측모델을 미지의 식품 시료 162종에 적용한 결과, 탄수화물, 단백질 및 지방의 $r^2$(SEP)값은 0.987(2.515), 0.970(1.144) 및 0.947(1.370)로 $r^2$값은 높으며 SEP값은 낮은 양호한 양상을 나타내었다. 그러나 지방의 결정계수($R^2$, $r^2$)값은 탄수화물, 단백질에 비해 다소 낮은 양상을 나타내므로 추후 식품 검체에 적용 시 탄수화물 및 단백질 성분에 비해 예측결과의 정확성이 다소 낮을 수 있다고 판단되어진다. 이상의 결과에서 전처리 단계에서 복잡한 추출과정, 많은 비용소모, 분석시간 및 고도의 분석기술을 요하는 기존 습식 화학분석 방법의 단점을 보완하고자 검토되었던 근적외 분광분석법은 다량의 식품분석 시료를 분석하기에는 매우 효율적이라고 생각되며, 이런 점들을 고려해 보면 근적외 분광분석 예측모델들은 추후에 미지 식품시료에 함유된 탄수화물, 단백질 및 지방의 기존 분석법을 대체하여 편리하고 빠르게 함량을 예측 가능할 것으로 판단된다.

• 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.