• 직업교육연구
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• 제37권5호
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• pp.25-53
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• 2018

이 연구는 직업훈련 부정 예방교육(이하 '예방교육')에 참여한 훈련기관 관계자의 만족도 조사를 통하여 개선방안을 도출하는 데 목적이 있다. 이를 위해 2017년 집합교육과 이러닝으로 실시하는 예방교육에 참여한 훈련기관 관계자를 대상으로(5,939명) 만족도 조사를 실시하였다(4,263명). 최종적으로 회수된 유효 응답자료(4,237명)를 기술통계 및 회귀분석 등을 이용하여 분석하였다. 이 연구의 주요 결과는 첫째, 훈련기관 관계자가 인식한 교육서비스 품질(4.42)과 만족도(4.44), 이해도(4.44) 및 도움도(4.45)는 모두 매우 높고, 교육서비스 품질을 구성하는 하위요인도 4점 이상으로 모두 높게 나타났다. 둘째, 방법별 교육서비스 품질과 만족도, 이해도 및 도움도는 집합교육에 비해 이러닝으로 참여한 훈련기관 관계자의 인식도가 모든 변인에서 높게 나타났다. 셋째, 예방교육 서비스 품질 하위요인 모두는 집합교육과 이러닝에서 각각 만족도, 이해도, 도움도에 영향을 미치는데, 교육서비스 품질 하위요인 중에서 만족도, 이해도, 도움도에 공통적으로 가장 큰 영향을 미치는 요인은 집합교육에서는 교육내용이, 이러닝에서는 자료구성으로 나타났다. 넷째, 예방교육에서 추가적으로 희망하는 교육내용은 부정훈련 사례(70.7%), 처분규정(47.9%), NCS과정 운영 유의사항(32.8%), 훈련운영 우수사례(32.4%) 등의 순으로 나타났다. 추가 요구사항에서도 심화과정 개설, 훈련생 대상 부정 예방교육 콘텐츠 제공, 이러닝에서 집중할 수 있는 화면전환 및 시스템 안정성 등이 추가적으로 제기되었다. 따라서 이 연구의 제언으로는 첫째, 집합교육에 비해 이러닝의 만족도 등이 더 높게 나타난 것을 반영하여, 예방교육 이러닝을 보다 활성화할 필요가 있다. 둘째, 예방교육 만족도와 이해도 및 도움도에 공통적으로 가장 큰 영향을 주고, 희망사항 및 기타의견에서도 교육내용에 대한 보완이 제시되고 있어, 예방교육 내용을 다양화 하여 보다 풍부하게 제공할 필요가 있다. 셋째, 집합교육에서 교육내용 다음으로 만족도 등에 상대적으로 큰 영향을 미치는 요인은 전달방법과 교육장소로 나타난 바, 전달력이 뛰어난 강사 배정과 편의성 등을 고려한 교육장소 마련이 필요가 있다. 넷째, 이러닝에서 자료구성 다음으로 이해도와 도움도에 공통적으로 큰 영향을 미치는 요인은 운영자지원으로 나타난 바, 보다 활발한 운영자 지원활동이 요구된다. 다섯째, 직업훈련에 참여하는 훈련생을 대상으로 한 부정훈련 예방활동도 요구되며, 여섯째, 예방교육의 내용을 보다 체계적으로 구성하기 위하여 교육 요구도 분석을 수행할 필요가 있다.

• 환경생물
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• 제39권1호
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• pp.108-118
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• 2021

본 연구는 홍천군 명개리 열목어 서식지인 계방천의 어류 군집과 열목어 개체군 특성 및 서식지 주변 토지이용에 따른 상관성을 파악하고자 수행하였다. 조사는 2018년 7월, 9월, 10월 총 3회 조사를 실시하였다. 조사결과 총 6과 13종 882개체의 어류가 채집되었으며, 우점종은 금강모치, 아우점종은 참갈겨니로 확인되었다. 채집된 어류 중 법정보호종은 멸종위기야생생물 II급인 열목어와 가는돌고기가 출현하였으며, 천연기념물 제259호인 어름치가 확인되었다. 한국고유종은 총 10종으로 76.92%의 매우 높은 고유종 빈도로 나타났다. 계방천에서 열목어 추가조사를 포함하여 3회 조사 동안 총 99개체의 열목어가 채집되었다. 열목어 개체군의 생육상태와 생식능력 정도를 파악할 수 있는 전장-체중 상관관계 분석 및 비만도 지수(k) 분석을 실시한 결과 열목어의 회귀계수 b값은 3.1272, 비만도 지수(k)는 0.0006으로 분석되어 조사지역의 열목어 개체군은 비교적 안정적인 생육상태를 유지하고 있는 것으로 확인되었으나, 비교적 낮은 값을 유지하는 것으로 나타났다. 전장빈도분포 분석 결과 당년생 60~130mm, 1년생 140~200 mm, 2년생 이상의 개체는 200 mm로 추정되었다. QHEI는 130.0 (±2.0)~159.0 (±1.0)의 범위인 '양호~최적' 등급으로 분석되었다. HSI를 분석한 결과 최적의 수심은 0.45~0.55 m와 1.0 m 이상, 최적의 유속은 0.55~0.65m s^-1, 하상은 Boulder를 선호하는 것으로 확인되었다. 조사지점별 인근 토지이용 비율을 분석한 결과 산림지역 66.26~96.31%, 농업지역 0.00~23.79%, 도시지역 0.00~4.19%, 기타지역 3.69~8.87%로 분석되어 대부분의 지점에서 산림의 비율이 높게 나타났으며, 다음으로 농업지역의 비율이 높게 나타났다. 지점별 출현한 열목어 개체수와 다양한 항목 간의 상관성 분석을 실시한 결과, QHEI와 산림지역과는 양의 상관성(p<0.05), 농업지역과 도시지역과는 음의 상관성(p<0.05, p<0.01)으로 분석되어 서식지 주변의 토지이용 유형 및 변화 정도에 따라 열목어 개체군에 많은 영향을 미치며, 열목어 개체군 보호 및 관리를 위해는 서식지 주변 토지이용에 따른 관리방안 마련이 필요할 것으로 판단된다.

• 한국심리학회지 : 코칭
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• 제5권2호
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• pp.127-170
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• 2021

본 연구는 한국의 일반 성인을 대상으로 삶의 중요 영역에서의 웰니스(wellness) 추구 행동을 측정하기 위한 척도를 개발하고 타당도를 검증하였다. 웰니스 척도개발을 위하여 문헌 검토, 전문가 인터뷰, 심층 인터뷰, 개방형 설문 1, 2차를 거쳐서 도출된 31개 요인, 182문항은 최종 10개 요인, 99문항으로 선정하였다. 한국의 일반 성인 351명을 대상으로 한 예비조사 결과의 탐색적 요인분석을 통해 10개 요인 58문항을 도출하였고, 각 요인에서 중요한 개념을 반영한 문항들을 일부 수정해서 10개 요인 63문항으로 본조사를 실시하였다. 667명을 대상으로 진행된 본조사에서는 본 검사의 구성개념 타당도를 검증하기 위해 전체 표집을 두 집단으로 나누어 한 집단은 탐색적 요인분석을 하고, 또 다른 집단은 확인적 요인분석을 하였다. 탐색적 요인분석 결과 최종적으로 10개 요인(일, 공동체, 가족, 타인, 경제력, 자아존중, 여가, 신체 건강, 영성, 자기 성장) 63문항을 도출하였으며, 구조방정식 모형을 이용한 확인적 요인분석에서는 모형적합도 기준을 충족하고 있는 것을 검증하였다. 도출된 웰니스 척도와 그 하위요인들이 실제로 웰니스를 측정하는지를 검증하기 위하여 정신적 웰빙 척도(K-MHC-SF)와 웰니스 지표(Wellness Index for Workers)를 사용하여 수렴 타당도가 검증되었다. 준거 관련 타당도 검증을 위해 주관적 행복감(Subjective Happiness Scale)과 삶의 만족 척도(Satisfaction with Life Scale) 변인과 요인들 간의 관계를 분석한 결과 유의한 상관으로 나타났다. 다중회귀분석을 통해 각 경로에 유의성을 확인한 결과 웰니스 척도의 '자아존중' 은 주관적 행복감과 삶의 만족감에 가장 중요하게 영향을 미치는 요인으로 확인되었다. 마지막으로 본 연구 과정과 결과에 대한 논의와 학문적 의의 및 실무적 의의, 그리고 제한점과 미래 연구 방향을 제시하였다.

• 수산해양기술연구
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• 제14권1호
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• pp.1-14
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• 1978

동계(冬季) 황해(黃海)에서 1961년(年)부터 1974년(年)까지 (1966년제외(年除外) 13년간(年間)의 열수지(熱收支)를 산출(算出)하고 이 기간(期間)동안 하계동지나해(夏季東支那海)에서의 황해(黃海) 냉수(冷水) 세력(勢力)과의 관계(關係)를 분석(分析)한 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. (1) 황해상(黃海上)의 일사량(日射量)은 동계중(冬季中) 12(月)이 가장 낮아 약 $160{\sim}190ly/day$이고, 1월(月)과 2월(月)로 갈수록 점차 증가(增加)하여 2월(月)에는 $250{\sim}260ly/day$로서 12월(月)에 비(比)하여 $79{\sim}90ly/day$가 컸다. 동계(冬季) 일사량(日射量)의 년별변화량(年別變化量)은 약 50 ly/day 이하(以下)인 것으로 나타났다. (2) 해면(海面)에서의 장파복사량(長波輻射量)이 유효일사량 보다 12월(月)에는 $30{\sim}70ly/day$, 1월(月)에는 $27{\sim}46ly/day$ 정도 크게 나타났으나, 2월(月)에는 반대(反對)로 $20{\sim}30ly/day 정도 작게 나타났다. (3) 일사량(日射量)에서 해면반사량(海面反射量)과 해면복사량(海面輻射量)을 뺀 값은 100 ly/day 이하(以下)이고, 12월(月)과 1월(月)에는 (-), 2월(月)에는 (+)로 나타나며, 3개월간(個月間)의 평균(平均)은 약 -20 ly/day정도이다. (4) 현열방출량(顯熱放出量)과 증발열량(蒸發熱量)을 합한 값은 1963년(年) 1월(月)이 최고(最高)였고 (882 ly/day), 1961년(年) 2월(月)이 최저(最低)였다.(471 ly/day). (5) 동계(冬季) 황해(黃海)에서 잃어버린 총열량(總熱量)은 1962년(年)이 평균(平均) 588 ly/day로서 최저(最低)이며, 1968년(年)에 716 ly/로서 최고(最高)였다. (6) 1971년(年) 8월(月)에 황해(黃海)와 동지나해(東支那海)의 표층수(表層水)는 여러 종류로 분류(分類)되나, 30m 이심(以深)에서는 수온(水溫)이 $6.4^{\circ}{\sim}13.2^{\circ}C$, 염분(鹽分)이 $33.17%_{\circ}$ 이상(以上)으로서 다같이 저온(低溫)의 성질(性質)을 띠고 있다. (7) 평균(平均) 수온분포도(水溫分布圖)에서 단위면적당(單位面積當) 적산수온(積算水溫)을 냉수지수(冷水指數) 50m층(層)의 지수(指數)를 수평지수(水平指數), $32^{\circ}N$의 20m 이심층(以深層)의 지수(指數)를 수직지수(垂直指數)라 하면, 1962년(年)의 경우 수평지수(水平指數)가 1.86, 수직지수(垂直指數)가 3.18로서 냉수지수(冷水指數)가 5.04였고, 1968년(年)의 경우에는 냉수지수(冷水指數)가 -3.21였다. (8) 냉수지수(冷水指數)에서 11월하순(月下旬)의 황해(黃海)의 수온(水溫)의 표준편차(標準偏差)를 뺀 값 C-T'w와 동계열수지(冬季熱收支)와의 관계(關係)는 $C-Tw'=32.06-0.049Q_T$이고, 그상 상관계수(相關係數)는 0.94이다. 또 수평지수(水平指數)에서 초기조건(初期條件)을 뺀값 $C_h-T'w/2$, 수직지수(垂直指數)에서 초기조건(初期條件)을 뺀 값 $C_v-T'w/2$와 열수지(熱收支)와의 관계(關係)는 $C_h-T'w/2=12.20-0.019Q_T$ $C_v-T'w/2=18.07-0.027Q_T$이고, 그 상관계수(相關係數)는 각각(各各) 0.90 및 0.97이다. 이 결과(結果)로서 동계(冬季) 황해(黃海)에서의 열수지(熱收支)와의 하계(夏季) 동지나해(東支那海)의 황해(黃海) 냉수세력(冷水勢力)과의 상관계수(相關係數)가 높음이 밝혀졌으므로, 동계열수지(冬季熱收支)를 계산(計算)하고, 11월(月) 하순(下旬)의 황해수온(黃海水溫)만 알면 하계(夏季) 황해(黃海)의 냉수세력(冷水勢力)을 예측(豫測)할 수 있어 어장(漁場) 선정에 많은 도움이 되리라고 생각된다.

• 한국산림과학회지
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• 제84권4호
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• pp.465-478
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• 1995

이 연구(硏究)는 성숙활엽수림(成熟闊葉樹林) 개벌수확지(皆伐收種地)에서 벌채(伐採)로 인한 산림환경변화량(山林環境變化量)을 조사하여 산림환경(山林環境)을 구성(構成)하는 인자들에 미치는 벌출(伐出)의 영향을 정량적(定量的)으로 분석(分析)함으로써, 산림환경(山林環境)에 미치는 임목수확작업(林木收穫作業)의 영향(影響)을 구명(究明)할 목적으로 1993년부터 1994년까지 전남(全南) 광양(光陽) 백운산(白雲山) 지역(地域) 천연활엽수림(天然闊葉樹林) 벌채지(伐採地)(서울대학교(大學校) 농업생명과학대학(農業生命科學大學) 부속(附屬) 남부연습림내(南部演習林內) 제(第) 26임반(林班))에서 수행되었다. 이 연구를 위하여 1993년에 벌채한 13ha의 벌채지(伐採地)와 이와 연접한 비벌채지(非伐採地), 그리고 벌채지(伐採地)에 개설(開設)한 약 2.6km의 운재로(運材路)를 조사(調査) 연구대상지(硏究對象地)로 선정하였다. 이 연구지(硏究地)에서 1993년부터 1994년까지 식생(植生), 토양미소동물(土壤微小動物), 강수량(降水量), 토양(土壤)의 이화학성분(理化學成分), 표면유출수량(表面流出水量), 계류수질(溪流水質), 산지사면(山地斜面) 침식량(侵蝕量) 등을 측정(測定) 분석(分析)하여 얻은 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 벌채후(伐採後) 2년간 하층식생(下層植生)의 종수(種數)와 종다양도지수(種多樣度指數)는 증가하였으며, 종구성 상태는 비벌채지(非伐採地)와 상이(相異)하였다. 또한, 벌채지(伐採地) 토양(土壤)에서 용적밀도(容積密度)와 토양경도(土壤硬度)는 증가(增價)하였으며, 이 기간(期間) 동안 벌채지(伐採地)에서 토양유기물(土壤有機物), 전질소(全窒素), 유효인산(有效燐酸), 양이온치환용량(置換容量), 치환성(置換性)이온인 ($K^+$, $Na^+$, $Ca^{{+}{+}}$, $Mg^{{+}{+}}$ 등은 벌채전(伐採前)보다 감소하여 토양의 완충능력(緩衝能力)은 감소하는 것으로 해석(解析)되었다. 벌채지(伐採地)의 토양미소동물중(土壤微小動物中) 톡톡이류나 응애류의 개체수(個體數)는 비벌채지(非伐採地)보다 당년도에 평균(平均) 5배 증가하였다. 반면, 다음 해에는 벌채(伐採) 당년도보다 감소하였지만, 비벌채지(非伐採地)보다는 많은 경향을 보였다. 한편, 토양미소동물(土壤微小動物)의 변화에 유의(有意)한 영향을 미치는 주요인자는 토양수분(土壤水分), 토양(土壤)의 용적밀도(容積密度), $Mg^{{+}{+}}$ 이온, 양이온치환용량, 그리고 토양깊이 5(0~10)cm에서의 지중온도(地中溫度) 순(順)이었다. 강수(降水)의 표면유출수량(表面流出水量)은 벌채(伐採) 당년도에는 비벌채지(非伐採地)보다 28%, 다음 해에는 24.5%가 증가하였다. 이 기간(期間)동안 벌채지(伐採地) 유역(流域) 계류수(溪流水)의 BOD, COD, pH 등은 상수원수(上水源水) 1급 기준(基準)의 범위내였고, Cd, Pb, 유기인(有機燐), Cu 등 중금속(重金屬)은 검출(檢出)되지 않았으며, 음용수(飮用水) 8개 항목은 먹는 물 수질기준(水質基準) 1급의 범위내에 있었다. 또한, 벌채지(伐採地)에서 산지사면(山地斜面) 침식량(侵蝕量)은 벌채(伐採) 당년도에는 비벌채지(非伐採地)의 0.73ton/ha/yr 보다 약 7배, 다음 해에는 비벌채지(非伐採地)의 0.48ton/ha/yr 보다 약 2배 많은 것으로 나타났다. 이상의 결과(結果)를 종합해 볼 때, 대규모(大規模) 벌출작업(伐出作業)으로 인한 환경변화(環境變化)는 환경구성인자(環境構成因子)들에 영향을 미칠 뿐만 아니라 이들 영향인자들은 상호간에 밀접한 상관관계(相關關係)를 이루고 있음을 알 수 있다. 따라서 대규모(大規模) 임목수확계획시(林木收穫計劃時)에는 환경변화(環境變化)에 대한 영향을 고려한 잔존수림대(殘存樹林帶) 배치(配置), 토양침식(土壤浸蝕), 수질보전(水質保全) 등의 연구(硏究)가 지속적으로 수행(遂行)되어야 할 것이다.

• 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.