• 광물과 암석
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• 제33권2호
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• pp.99-114
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• 2020

거창지역의 쥬라기 화강암에서 발달하는 결과 평행한 압열인장강도(σ_t)의 특성을 분석하였다. 여섯 방향의 결에 대한 평가는 미세균열의 길이와 위의 강도에 대한 파라미터의 값을 이용하여 수행하였다. 각 방향에 속하는 다섯 시험편의 강도값은 다섯 그룹으로 분류하였다. 이들 다섯 그룹의 강도값은 그룹 A < B < C < D < E의 순으로 증가한다. 위의 미세균열과 강도 사이의 밀접한 상관성을 도출하였다. 이 연구의 분석 결과는 다음과 같다. 첫째, 3개 결 사이의 강도의 변화 및 특성을 보여 주는 도면을 작성하였다. 위의 도면에서는, 각 그룹에 속하는 여섯 방향의 강도값을 1번 결(리프트 1 및 리프트 2), 2번 결(그레인 1 및 그레인 2) 그리고 3번 결(하드웨이 1 및 하드웨이 2)의 순으로 배열하였다. 다섯 그룹의 강도분포선은 R1의 방향에 집중한다. 그래서 강도차(Δσ_t)를 지시하는 위의 다섯 선 사이의 폭은 R1 방향에서 가장 협소하다. 관련 도면으로부터, 각 결을 형성하는 두 방향 사이의 변화 특성을 도출하였다. 그레인 2(2)-시험편은 그레인 1(1)-시험편에 비하여 보다 높은 강도값 그리고 보다 낮은 강도차값을 보여 준다. 이러한 현상은 시험편 H2(2)와 H1(1) 사이의 사례와 부합한다. 위의 시험편 (2)의 강도 특성은 시험편 (1)에 비하여 보다 낮은 미세균열의 밀도 그리고 하중 방향에 평행 배열하는 미세균열의 분포에 있어서의 보다 높은 균일도를 시사한다. 위의 도면에서는 각 그룹에 속하는 여섯 강도값이 증가하는 순으로 배열하였다. 그룹 D 및 E 양쪽에 속하는 시험편의 강도값은 R1 < R2 < G1 < H1 < G2 < H2의 순으로 나타난다. 따라서, 그룹 D 및 E의 강도값은 여섯 방향의 결의 평가를 위한 지시자값이 될 수 있다. 둘째, 경사각(θ)과 강도차 사이의 상관도를 작성하였다. 위의 두 파라미터의 값은 두 방향 사이를 연결하는 다섯 강도분포선을 통하여 획득하였다. 일번 면(그레인 1-하드웨이 1, R'), 2번 면(리프트 1-하드웨이 2, G') 및 3번 면(리프트 2-그레인 2, H')과 관련된 도면으로부터, 일차함수의 기울기값은 R'(0.391) < G'(0.470) < H'(0.485)의 순으로 증가한다. 3개 면 중에서, 3번 면과 관련된 도면은 다섯 그룹 사이의 가장 높은 분포밀도를 보여 준다. 1번 결(리프트 1-리프트 2, R), 2번 결(그레인 1-그레인 2, G) 및 3번 결(하드웨이 1-하드웨이 2, H)과 관련된 도면으로부터, 일차함수의 기울기값은 R(0.407) < H(0.453) < G(0.460)의 순으로 증가한다. 3개 결 중에서, 일번 결과 관련된 도면은 하부 구간에 속하는 그룹의 가장 높은 빈도수를 보여 준다. 종합하면, 3개 면 · 3개 결 사이의 경사각의 분포 폭은 H' < G < R' < R < G' < H의 순으로 증가한다. 섯째, 미세균열의 길이와 관련된 파라미터 그리고 인장강도 사이의 상관성 분석을 수행하였다. 이들 파라미터는 빈도수(N), 총 길이(Lt), 평균 길이(Lm), 중앙 길이(Lmed) 및 밀도(ρ)를 포함할 수 있다. 위의 미세균열에 대한 개개 파라미터(X) 그리고 다섯 그룹에 해당하는 다섯 수준의 인장강도(Y) 사이의 상관도를 작성하였다. 다섯 종류의 상관도로부터, 상관계수의 값(R²)은 다섯 수준의 강도와 함께 증가한다. 각 도면으로부터 도출한 다섯 상관계수의 평균값은 0.22(N) < 0.34(Lt) < 0.38(ρ) < 0.57(Lmed) < 0.58(Lm)의 순으로 증가한다. 넷째, 그룹 E에 해당하는 최대강도(X) 그리고 위의 다섯 파라미터(Y) 사이의 상관도를 작성하였다. 관련 도면으로부터, 상관계수의 값은 0.61(N) < 0.81(Lt) < 0.87(ρ) < 0.93(Lm) < 0.96(Lmed)의 순으로 증가한다. 가장 높은 상관성을 갖는 두 파라미터는 최대 강도와 함께 중앙 길이이다. 미세균열과 강도 사이의 상기 상관성 분석을 통하여, 이 연구에서 도출한 결과물에 대한 신뢰성을 제고할 수 있다.

• Journal of Animal Science and Technology
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• 제48권1호
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• pp.29-38
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• 2006

본 연구는 축산연구소 한우시험장에서 출생한 한우 암소로부터 시간적인 간격을 두고 조사된 체중측정 기록에 대해 비선형의 성장곡선 모형을 적용하여 추정된 성장곡선 모수의 유전적인 경향을 평가하기 위해 실시하였다. 본 연구에서 성장곡선 모수들의 유전력 추정은 단형질 모형과 다형질 모형으로 분석하였으며 단형질 모형의 경우 선형모형은 출생년도－계절과 어미소의 나이의 효과가 포함된 동기우 집단을 고정효과로 상가적 개체유전효과를 임의효과로 하는 Model I과 Model I에 최종 체중측정시의 일령을 일차식 공변이로 추가시킨 Model II 등 두 가지 분석모형을, 그리고 다형질 모형의 경우 출생년도－계절과 어미소 나이의 효과를 고정효과로 하는 Model I과 Model I에 최종 측정시 일령을 공변이로 추가시킨 Model II 등 두 가지 분석모형을 이용하였는데, 단형질 모형의 Model I을 이용하여 추정된 성장곡선 모수 중 성숙체중의 유전력은 모형별로 0.09～0.22의 범위였으며, 성장비는 0.07～0.13의 범위였고, 성숙률은 0.05～0.07의 범위였다. 그리고 Model II를 이용하였을 때는 모형별로 성숙체중이 0.12～0.28, 성장비가 0.07～0.13의 범위였으며 성숙률은 0.12로 Gompertz 모형이나, Von Bertalanffy 모형 그리고 Logistic 모형이 모두 같았다. 한편 다형질 모형의 Model I을 이용하여 추정된 성장곡선모수 중 성숙체중의 유전력은 모형별로 0.09~0.17의 범위였으며, 성장비는 0.07~ 0.13의 범위였고, 성숙률은 0.06으로 세모형이 같았다. 그리고 Model II를 이용하였을 때는 성숙체중은 0.10～0.23, 성장비는 0.00～0.01, 성숙률은 0.06～0.11의 범위였다. 본 연구에서 추정된 성장곡선 모수들의 유전력은 외국의 육우에서 보고되는 유전력보다 낮았으며 한우수소에서 보고된 것과 유사한 결과였다. 그리고 Model II는 성숙체중과 성숙률의 유전력이 Model I보다 크게 추정되어 최종 측정시 일령을 공변이로 첨가할 경우 성숙체중과 성숙률의 상가적유전분산의 크기를 증가시키는 결과를 얻었다. 각 월령별 실측체중과 각 성장곡선 모형에 적합시켜 추정한 월령별 체중들에 대해서는 단형질모형을 이용하여 유전력을 추정하였는데 분석에 이용된 선형모형은 출생년도－계절과 어미소의 나이의 효과가 포함된 동기우 집단을 고정효과로 상가적 개체유전효과를 임의효과로 하는 Model I이었다. 실측체중의 경우 24개월령 체중만 0.52로 한우에 대한 타 연구자들의 결과에 비해 높았고 그 외의 월령별 체중은 타 연구자들의 결과 범위에 포함되는 성적이었다. 각 성장곡선모형으로 적합시켜 구한 생시체중의 유전력은 Gom- pertz 모형이 0.08, Von Bertalanffy 모형이 0.08 그리고 Logistic 모형이 0.06으로서 실측된 생시체중의 유전력 0.27에 비해 높게 나타났다. 그리고 실측체중의 경우 24개월령 체중의 유전력이 0.52, 36개월령 체중의 유전력이 0.32로서 36개월령의 유전력이 24개월령의 유전력에 비해 낮아지는데 적합체중의 경우에는 36개월령 체중의 유전력과 24개월령 체중의 유전력의 차이가 없거나(Gompertz 모형), 오히려 36개월령 체중이 24개월령 체중에 비해 유전력 추정치가 높아지고 있다(Von Bertalanffy 모형, Logistic 모형). 이렇게 적합체중에서 생시의 유전력이 낮아지거나 실측체중의 경우처럼 24개월령 체중보다 36개월령 체중의 유전력이 낮아지지 않는 것은 본 연구에 이용된 각 성장모형들이 생시체중을 실측체중보다 높게 추정하고 36개월령 체중을 낮게 추정하기 때문인 것으로 판단된다. 본 연구 결과로 볼 때 성장곡선 모형으로 추정된 월령별 체중들간에 유전력의 차이가 나타나 한우 암소의 성장예측을 위한 성장곡선의 사용은 중요하게 다루어져야 할 것으로 사료되며, 성장곡선 모수들에 대한 유전능력을 예측하여 한우 암소집단에 대한 선발과 도태의 기준으로 활용한다면 암소의 육용형 개량에 도움이 될 것으로 사료된다.

• 한국토양비료학회지
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• 제8권1호
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• pp.1-17
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• 1975

야산(野山)의 신개간지토양(新開墾地土壤)과 화산회토양(火山灰土壤)에 있어 특(特)히 문제(問題)가 되는 인산(燐酸)의 시비량(施肥量) 결정(決定)의 한 기준(基準)인 인산흡착력(燐酸吸着力)의 측정방법(測定方法)을 검토(檢討)할 목적(目的)으로 화산회토양(火山灰土壤)과 광질토양(鑛質土壤)(미경지(未耕地)및 기경지토양(旣耕地土壤))에 대(對)하여 인산흡착(燐酸吸着)에 관(關)한 시험(試驗)을 행(行)하였는바 그 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1. Langmuir 흡착식(吸着式)을 이용(利用)하여 구(求)한 인산(燐酸)의 최대흡착량(最大吸着量)은 기경지토양(旣耕地土壤)6.2~32.9, 미경지토양(未耕地土壤) 74.1~90.4, 화산회토양(火山灰土壤) 720~915mg.p/100g 이였다. 2. 인산흡수계수(燐酸吸收係數)는 기경지토양(旣耕地土壤)에서 116~179, 미경지토양(未耕地土壤)에서 161~259, 화산회토양(火山灰土壤)에서 1,098~1,205mg.p/l이며, 인산흡수계수(燐酸吸收係數)/Langmuir 최대흡착량(最大吸着量)의 비(比)는 인산흡착력(燐酸吸着力)이 큰 화산회토양(火山灰土壤)에서 적고 (1.3~1.5) 인산흡착력(燐酸吸着力)이 낮은 토양(土壤)일수록 컷다. (2.2~18.7) 3. 인산흡수계수(燐酸吸收係數)의 측정(測定)은 고농도(高濃度)의 인산용액(燐酸溶液)에서 행(行)하여 지므로 이로서는 석회(石灰) 또는 인산시용(燐酸施用)에 의(依)한 흡착량(吸着量)의 변동(變動)을 명확(明確)히 추정(推定)하기 어려우나, 저농도(低濃度)에서 측정(測定)한 농도별(濃度別) 인산흡착량(燐酸吸着量)및 Langmuir 흡착식(吸着式)을 이용(利用)하여 구(求)한 최대흡착량(最大吸着量)으로서는 흡착량(吸着量)의 변동추정(變動推定)을 분명(分明)히 할수 있었다. 4. 치환성(置換性) 알루미늄을 중화(中和)하기 위한 당량(當量)의 수산화(水酸化)칼슘을 가(加)하여 포장용수량(圃場容水量)에서 40일간(日間) 항온($25{\sim}30^{\circ}C$) 처리(處理)하므로서 치환성(置換性) 알루미늄 함량(含量)이 높은 광질토양(鑛質土壤)에서는 Langmuir 최대흡착량(最大吸着量)이 유의(有意)한 감소(減少)를 보였다. 5. 인산(燐酸)을 처리(處理)하여 50일간(日間) 포장용수량(圃場容水量) 상태에서 항온($25{\sim}30^{\circ}C$) 처리(處理)한 토양(土壤)에 대(對)하여 Langmuir 최대흡착량(最大吸着量)을 측정(測定)한바 최대흡착량(最大吸着量)에 상당(相當)하는 인산(燐酸)의 시용(施用)으로 화산회토양(火山灰土壤)은 25.5 미경지토양(未耕地土壤)은 54.4%, 기경지토양(旣耕地土壤)은 76.2%의 포화율(飽和率)을 나타내었다. 6. 토양(土壤)의 인산흡착량(燐酸吸着量)은 첨가인산(添加燐酸)의 농도(濃度)가 높아짐에 따라 곡선적(曲線的)으로 증가(增加)하여 어느 일정농도(一定濃度)에 이르면 흡착포화점(吸着飽和點)에 달(達)하며 광질토양(鑛質土壤)에서는 100mg.p/l, 화산회토양(火山灰土壤)에서는 1,000mg.p/l의 인산용액(燐酸溶液)으로 측정(測定)되는 인산흡착량(燐酸吸着量)은 Langmuir 최대흡착량(最大吸着量)에 매우 근사(近似)한 값을 나타내므로 이를 토양(土壤)의 인산흡착력(燐酸吸着力)을 나타내는 새로운 지표(指標)로 삼고 포화흡착량(飽和吸着量)이라 정의(定義)하였다. 7. 단일농도(單一濃度)에서 이루어지는 포화흡착량(飽和吸着量)의 측정(測定)으로 여러 농도(濃度)에서 인산(燐酸)의 흡착량(吸着量)을 구(求)하여야 하는 Langmuir 최대흡착량(最大吸着量) 측정(測定)의 번잡성(煩雜性)을 피(避)할 수 있어 이 방법(方法)은 실용적(實用的)인 방법(方法)으로 판단(判斷)되었다.

• 여성건강간호학회지
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• 제2권2호
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• pp.298-331
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• 1996

Recent improvements in living standard and development in medical care led to an increased interest in life expectancy and personal health, and also led to a more demand for higher quality of life. Thus, the problem of women's health draw a fresh interest nowadays. Since late-middle aged women experience various physical and socio-psychological changes and tend to have chronic illnesses, these women have to take initiatives for their health control by realizing their own responsibility. The basic elements for a healthy life of these women are understanding of their physical and psychological changes and acceptance of these changes. Health promoting behaviors of an individual or a group are actions toward increasing the level of well-being and self-actualization, and are affected by various variables. In Pender's health promoting model, variables are categorized into cognitive factors(individual perceptions), modifying factors, and variables affecting the likelihood for actions, and the model assumes the health promoting behaviors are affected by cognitive factors which are again affected by demographic factors. Since Pender's model was proposed based on a tool broad conceptual frame, many studies done afterwards have included only a limited number of variables of Pender's model. Furthermore, Pender's model did not precisely explain the possibilities of direct and indirect paths effects. The objectives of this study are to evaluate Pender's model and thus propose a model that explains health promoting behaviors among late-middle aged women in order to facilitate nursing intervention for this group of population. The hypothetical model was developed based on the Pender's health promoting model and the findings from past studies on women's health. Data were collected by self-reported questionnaires from 417 women living in Seoul, between July and November 1994. Questionnaires were developed based on instruments of Walker and others' health promotion lifestyle profile, Wallston and others' multidimensional health locus of control, Maoz's menopausal symptom check list and Speake and others' health self-rating scale. IN addition, items measuring self-efficacy were made by the present author based on past studies. In a pretest, the questionnaire items were reliable with Cronbach's alpha ranging from .786 to .934. The models for health promoting behaviors were tested by using structural equation modelling technique with LISREL 7.20. The results were summarized as follows : 1. The overall fit of the hypothetical model to the data was good (chi-square=4.42, df=5, p=.490, GFI=.995, AGFI=.962, RMSR=.024). 2. Paths of the model were modified by considering both its theoretical implication and statistical significance of the parameter estimates. Compared to the hypothetical model, the revised model has become parsimonious and had a better fit to the data (chi-square =4.55, df=6, p=.602, GFI=.995, AGFI=.967, RMSR=.024). 3. The results of statistical testing were as follows : 1) Family function internal health locus of control, self-efficacy, and education level exerted significant effects on health promoting behaviors(${\gamma}_{43}$=.272, T=3.714; ${\beta}_[41}$=.211, T=2.797; ${\beta}_{42}$=.199, T=2.717; ${\gamma}_{41}$=.136, T=1.986). The effect of economic status, physical menopausal symptoms, and perceived health status on health promoting behavior were insignificant(${\gamma}_{42}$=.095, T=1.456; ${\gamma}_{44}$=.101, T=1.143; ${\gamma}_{43}$=.082, T=.967). 2) Family function had a significance direct effect on internal health locus of control (${\gamma}_{13}$=.307, T=3.784). The direct effect of education level on internal health locus of control was insignificant(${\gamma}_{11}$=-.006, T=-.081). 3) The directs effects of family functions & internal health locus of control on self-efficacy were significant(${\gamma}_{23}$=.208, T=2.607; ${\beta}_{21}$=.191, T=2.2693). But education level and economic status did not exert a significant effect on self-efficacy(${\gamma}_{21}$=.137, T=1.814; ${\beta}_{22}$=.137, T=1.814; ${\gamma}_{22}$=.112, T=1.499). 4) Education level had a direct and positive effect on perceived health status, but physical menopausal symptoms had a negative effect on perceived health status and these effects were all significant(${\gamma}_{31}$=.171, T=2.496; ${\gamma}_{34}$=.524, T=-7.120). Internal health locus and self-efficacy had an insignificant direct effect on perceived health status(${\beta}_{31}$=.028, T=.363; ${\beta}_{32}$=.041, T=.557). 5) All predictive variables of health promoting behaviors explained 51.8% of the total variance in the model. The above findings show that health promoting behaviors are explained by personal, environmental and perceptual factors : family function, internal health locus of control, self-efficacy, and education level had stronger effects on health promoting behaviors than predictors in the model. A significant effect of family function on health promoting behaviors reflects an important role of the Korean late-middle aged women in family relationships. Therefore, health professionals first need to have a proper evaluation of family function in order to reflect the family function style into nursing interventions and development of strategies. These interventions and strategies will enhance internal health locus of control and self-efficacy for promoting health behaviors. Possible strategies include management of health promoting programs, use of a health information booklets, and individual health counseling, which will enhance internal health locus of control and self-efficacy of the late-middle aged women by making them aware of health responsibilities and value for oneself. In this study, an insignificant effect of physical menopausal symptoms and perceived health status on health promoting behaviors implies that they are not motive factors for health promoting behaviors. Further analytic researches are required to clarify the influence of physical menopausal symptoms and perceived health status on health promoting behaviors with-middle aged women.

• 핵의학기술
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• 제14권1호
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• pp.94-100
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• 2010

$^{99m}Tc$-DTPA를 이용한 사구체 여과율(Glomerular Filtration Rate, GFR) 측정은 간편한 방법으로 신장의 기능평가를 할 수 있는 장점이 있다. GFR 값은 순 주사기 계수, 신장 깊이, 교정 신장 계수, 영상획득 시간, 감마카메라의 특성 등 여러 원인에 의해 그 결과가 달라질 수 있다. 본 연구에서는 $^{99m}Tc$-DTPA를 이용한 GFR 측정에서 행렬크기(matrix size)와 주사 전 방사능 양의 변화가 계수 값에 미치는 영향을 알아보고자 하였다. 영상 획득에 사용된 장비는 GE사의 Infinia이며 확대계수(zoom factor)는 1.0으로 하여 저에너지 범용성 콜리메이터를 사용하였다. 촬영조건으로 행렬 크기(matrix size)는 $64{\times}64$, $128{\times}128$, $256{\times}256$으로 변화를 주었고, 주사 전 방사능 양은 $^{99m}Tc$-DTPA를 222 (6), 296 (8), 370 (10), 444 (12), 518 MBq (14 mCi)로 각각 74 MBq (2 mCi)단위로 증가시켜 각각의 행렬 크기에 따라 계수치를 얻었다. 주사기는 검출기로부터 30 cm 거리를 두고 5, 10, 20, 30, 40, 50, 60초까지 영상을 얻은 후 그 계수치를 비교하였다. 행렬 크기와 주사 전 방사능 양의 변화로 얻은 계수치를 실제 GFR 공식에 적용하였다. 행렬 크기 $64{\times}64$에서의 단위시간 당 계수치는 26.8, 34.5, 41.5, 49.1, 55.3 kcps, $128{\times}128$는 25.3, 33.4, 41.0, 48.4, 54.3kcps, $256{\times}256$의 경우는 25.5, 33.7, 40.8, 48.1, 54.7 kcps로 나타났다. 5초 동안 얻은 총 계수치는 $64{\times}64$에서 134, 172, 208, 245, 276 kcounts, $128{\times}128$는 127, 172, 205, 242, 271 kcounts, $256{\times}256$의 경우에는 137, 168, 204, 240, 273 kcounts로 나타났다. 그리고 60초 동안 얻은 총 계수치는 $64{\times}64$에서 1,503, 1,866, 2,093, 2,280, 2,321 kcounts, $128{\times}128$는 1,511, 1,994, 2,453, 2,890, 3,244 kcounts, $256{\times}256$의 경우에는 1,524, 2,011, 2,439, 2,869, 3,268 kcounts로 각각 나타났다. 총 계수치의 백분율 차이(% Difference)에 있어 $64{\times}64$는 최소 0%에서 최대 30.02%의 차이를 보였으며, $128{\times}128$와 $256{\times}256$은 각각 최소 0%에서 최대 0.60와 0.69%의 차이를 보였다. 행렬크기 $64{\times}64$의 계수 값에서 GFR 값은 주사 전 방사능 양이 222 MBq (6 mCi)에서 20초와 60초에서 0.37과 6.77%, 518 MBq (14 mCi)에서 20초와 60초에서 0.18과 42.89%로 얻었다. 그러나 $128{\times}128$와 $256{\times}256$에서는 0.60과 0.63%로 각각 나타났다. 행렬크기의 변화에서 $128{\times}128$과 $256{\times}256$은 주사 전 방사능 양과 계수 시간 변화에 따라 계수치 백분율과 GFR 값에 큰 변화를 보이지 않았다. 그러나 행렬크기가 $64{\times}64$에서는 주사 전 계수치가 1,500 kcounts를 초과할 때, 222 MBq (6mCi)에서는 50초와 518 MBq (14 mCi)에서는 30초 이상에서 주사 전 방사능 양과 시간의 변화에 따라 과잉계측이 서로 다르게 나타났으며, GFR 값에서는 더 큰 차이의 변화를 보였다. 따라서 $^{99m}Tc$-DTPA GFR 검사에서 주사 전 선량계측 시간에 따른 방사능 정량분석 검사에서는 행렬 크기, 주입 방사능 양, 그리고 획득시간 간의 변화 값을 정확히 알고 있어야 검사 결과에 대한 신뢰성을 확보 할 수 있을 것이다.

• 지능정보연구
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• 제25권3호
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• pp.117-140
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• 2019

고령화 현상이 가속화되고, 취약계층 노인과 관련된 다양한 사회문제가 제기됨에 따라 노인세대의 건강과 안전을 보호하기 위한 효과적인 노인 돌봄 솔루션의 필요성이 커지고 있다. 최근에는 노인 돌봄의 수단으로 첨단화된 ICT 기술을 탑재한 스마트 토이를 활용하고자 하는 사례가 늘고 있다. 특히 스마트 토이를 통해 기록되는 노인 행태에 대한 로그 데이터는 노인 돌봄 관련 정책 수립, 노인 돌봄 서비스 컨셉 기획 및 개발과 같은 분야에 정량적이고 객관적인 설명지표로써 활용 가치가 높을 것으로 전망된다. 그러나 현재까지 노인 돌봄 스마트 토이와 관련된 연구 중 스마트 토이를 통해 기록된 사용자 행동 로그에 주목하여 이를 의사결정에 활용하고자 하는 연구는 부족한 실정이다. 본 연구는 기존에 충분히 논의되지 않았던 스마트 토이 사용자 행동 로그 데이터에 대한 분석을 중심으로, 노인 돌봄 솔루션의 사용자 경험 증진을 위한 효과적인 인사이트를 도출하는 것을 목적으로 한다. 구체적으로 사용자 프로파일링 기반 행태 분석과 사용 행태에 따른 삶의 질 변화 메커니즘 도출을 단계적으로 수행하였다. 분석 결과, 5개의 노인 생활관리 요인으로부터 노인집단 유형을 분류할 수 있는 2개의 중요한 차원을 도출하였으며, 도출한 차원에 근거하여 전체 노인 사용자를 3개의 유형으로 분류하고 유형별 스마트 토이 사용 행태 차이를 프로파일링 분석을 통해 확인할 수 있었다. 이후 스마트 토이 사용 행태에 따른 삶의 질 변화 메커니즘을 도출하기 위한 단계적 회귀분석을 수행하였으며, 스마트 토이와의 상호작용, 스마트 토이의 콘텐츠 사용, 스마트 토이가 관찰한 노인의 가정 내 활동 정도가 노인의 우울감 개선과 생활패턴 개선에 미치는 영향 및 이를 중재하는 경로로써 스마트 토이에 대한 사용자의 성능평가와 만족감의 역할을 밝혀내었다.