• Animal Bioscience
• /
• 제35권11호
• /
• pp.1760-1770
• /
• 2022

Objective: It is crucial to accurately determine the net energy (NE) values of feed ingredients because the NE system is expected to be applied to the formulation of broilers feed. The NE values of 5 wheat and 5 wheat brans were determined in 12-to 14-day old Arbor Acres (AA) broilers with substitution method and indirect calorimetry method. Methods: A total of 12 diets, including 2 reference diets (REF) and 10 test diets (5 wheat diets and 5 wheat bran diets) containing 30% of test ingredients, were randomly fed to 864 male AA birds with 6 replicates of 12 birds per treatment. These birds were used to determine metabolizable energy (ME) (8 birds per replicate) in the chicken house and NE (4 birds per replicate) in the chamber respectively at the same time. After a 4-d dietary and environment adaptation period, growth performance, energy values, energy balance and energy utilization were measured during the following 3 d. Multiple linear regression analyses were further performed to generate prediction equations for NE values based on the chemical components and ME values. The NE prediction equation were also validated on another wheat diet and another wheat bran diet with high correlation (r = 0.98, r = 0.75). Results: The NE values of 5 wheat and 5 wheat bran samples are 9.34, 10.02, 10.27, 11.33, and 10.49 MJ/kg, and 5.37, 5.17, 4.87, 5.06, and 4.88 MJ/kg DM, respectively. The equation with the best fit were NE = 1.968AME-0.411×ADF-14.227 (for wheat) and NE = -0.382×CF-0.362×CP-0.244×ADF+20.870 (for wheat bran). Conclusion: The mean NE values of wheat and wheat bran are 10.29 and 5.07 MJ/kg DM in AA broilers. The NE values of ingredients could be predicted by their chemical composition and energy value with good fitness.

• 대한토목학회논문집
• /
• 제28권1A호
• /
• pp.125-133
• /
• 2008

사장교의 장대화로 주탑 및 보강형과 더불어 사장 케이블의 동적 안정화에 많은 노력이 요구된다. 사장 케이블에서 동적 불안정은 주로 대칭 1모드와 역대칭 1모드에서 발생되며 대칭 1모드는 역대칭 1모드와 다르게 새그의 영향이 명확하게 나타나므로 기본진동수는 팽팽한 스트링으로부터 얻은 것과 상이한 결과를 제공하게 된다. 이러한 현상에 관해 Irvine, Triantafyllou, 안상섭 등은 해석적 기법을 통해 동적거동 분석을 수행하였다. 이들의 연구는 광범위한 영역의 Irvine Parameter에 대해 중요한 결과를 제시하였으나 특성점(Cross-Over Point 혹은 복합모드 형성점) 이후 영역에 대해서는 상이한 결과를 제시하였고 진동수방정식의 높은 비선형성으로 인해 해가 매우 민감한 난점이 있다. 본 연구는 사장 케이블 동적안정 문제에 주요한 모드들 중 새그의 영향이 가장 높은 대칭 1모드의 기본진동수에 초점을 맞추었으며 일반화된 역학적에너지에 경계조건을 만족시키는 진동형상을 적용하고 Rayleigh-Ritz 방법으로 해석적인 해를 제시하였다. 선행연구들과 다르게 본 연구는 선형적인 해를 제공하며 이에 따른 오차는 특성점 이내에서 3% 미만의 오차를 보였다. 또한, 사장 케이블이나 이에 준한 케이블은 특성점을 넘지 않으므로 공학적으로 충분한 가치를 갖는다고 볼 수 있다. 더불어 대칭 1모드에서 발생되는 갤로핑과 Parametric 공진대역을 분석하여 연구의 활용성을 확인하였다.

• 한국지반신소재학회논문집
• /
• 제23권1호
• /
• pp.39-47
• /
• 2024

본 연구에서는 부산항 신항 및 부산항 북항의 해성점토, 김해와 양산을 포함한 낙동강 중·하류, 울산지역에 분포하고 있는 연약한 점토층에 대하여 물성 시험 및 표준압밀시험을 실시한 후 결과를 활용하여 물성 특성 중 시료의 교란 여부와 관계없고 개인별 시험오차 발생이 작은 물성인 함수비를 이용하여 압축지수, 처녀압축지수, 압밀계수, 팽창지수, 2차압축지수 등을 회귀분석하여 상관성과 정확도를 평가하여 함수비로 압밀정수를 평가 및 산정할 수 있는 방안을 검토하였다. 압축지수를 산정하기 위해 물성 시험 중 가장 많이 활용되는 함수비 및 간극비, 액성한계와 상관성을 분석한 결과 액성한계가 가장 낮은 상관성을 가지는 것으로 확인되었다. 현재 자연상태의 함수비를 활용하여 압밀정수를 선형회귀분석한 결과 높은 상관성을 보여 침하량 및 침하시간을 결정할 수 있는 관계식을 제시하였다. 본 연구결과 부산, 경남지역에 분포하고 있는 퇴적 점토층의 지반침하 검토 시 함수비를 이용하여 압밀정수를 평가 및 산정할 수 있는 대안으로 활용할 수 있다.

• Journal of Ecology and Environment
• /
• 제48권2호
• /
• pp.196-206
• /
• 2024

Background: Most of the biomass equations were developed using sample trees collected mainly from pan-tropical and tropical regions that may over- or underestimate biomass. Site-specific models would improve the accuracy of the biomass estimates and enhance the country's measurement, reporting, and verification activities. The aim of the study is to develop site-specific biomass estimation models and validate and evaluate the existing generic models developed for pan-tropical forest and newly developed allometric models. Total of 140 trees was harvested from each diameter class biomass model development. Data was analyzed using SAS procedures. All relevant statistical tests (normality, multicollinearity, and heteroscedasticity) were performed. Data was transformed to logarithmic functions and multiple linear regression techniques were used to develop model to estimate aboveground biomass (AGB). The root mean square error (RMSE) was used for measuring model bias, precision, and accuracy. The coefficient of determination (R² and adjusted [adj]-R²), the Akaike Information Criterion (AIC) and the Schwarz Bayesian information Criterion was employed to select most appropriate models. Results: For the general total AGB models, adj-R² ranged from 0.71 to 0.85, and model 9 with diameter at stump height at 10 cm (DSH₁₀), ρ and crown width (CW) as predictor variables, performed best according to RMSE and AIC. For the merchantable stem models, adj-R² varied from 0.73 to 0.82, and model 8) with combination of ρ, diameter at breast height and height (H), CW and DSH₁₀ as predictor variables, was best in terms of RMSE and AIC. The results showed that a best-fit model for above-ground biomass of tree components was developed. AGB_Stem = exp {-1.8296 + 0.4814 natural logarithm (Ln) (ρD²H) + 0.1751 Ln (CW) + 0.4059 Ln (DSH₃₀)} AGB_Branch = exp {-131.6 + 15.0013 Ln (ρD²H) + 13.176 Ln (CW) + 21.8506 Ln (DSH₃₀)} AGB_Foliage = exp {-0.9496 + 0.5282 Ln (DSH₃₀) + 2.3492 Ln (ρ) + 0.4286 Ln (CW)} AGB_Total = exp {-1.8245 + 1.4358 Ln (DSH₃₀) + 1.9921 Ln (ρ) + 0.6154 Ln (CW)} Conclusions: The results demonstrated that the development of local models derived from an appropriate sample of representative species can greatly improve the estimation of total AGB.

• 보험의학회지
• /
• 제4권1호
• /
• pp.44-76
• /
• 1987

Present study was undertaken to establish the modified Broca's indices to estimate standard body weight by using a total of 5,496 insured persons who were medically examined at the Honam Medical Room of Dong Bang Life Insurance Company Ltd. from January, 1983 to January, 1986. The results were as follows: 1. The linear regression equations of body weight to $height^3$ to estimate standard body weight were as follows: In male, for $18{\sim}19$ age group $y=7.272{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.560$ for $20{\sim}29$ age group $y=8.187{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.031$ for $30{\sim}39$ age group $y=8.627{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.169$ for $40{\sim}49$ age group $y=9.561{\times}10^{-6}{\times}x^3+20.994$ for $50{\sim}59$ age group $y=8.604{\times}10^{-6}{\times}x^3+23.081$ and for all ages group $y=7.778{\times}10^{-6}{\times}x^3+25.929$ In female, for $18{\sim}19$ age group $y=8.252{\times}10^{-6}{\times}x^3+18.920$ for $20{\sim}29$ age group $y=7.715{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.409$ for $30{\sim}39$ age group $y=8.808{\times}10^{-6}{\times}x^3+21.440$ for $40{\sim}49$ age group $y=9.691{\times}10^{-6}{\times}x^3+21.940$ for $50{\sim}59$ age group $y=12.550{\times}10^{-6}{\times}x^3+11.031$ and for all ages group $y=7.300{\times}10^{-6}{\times}x^3+26.601$ In both sexes, for all ages group $y=8.342{\times}10^{-6}{\times}x^3+22.998$ 2. The modified Broca's index is expressed by formula $\{height(cm)-100\}{\times}K(kg)$. K is obtained from the following formula standard weight to average height estimated $\frac{by\;means\;of\;linear\;regression\;equation(kg)}{\{Average\;height(cm)-100\}{\times}K(kg)}$=1 Author's modified Broca's indices are as follows: In male, for $18{\sim}19$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.85(kg)$ for $20{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ for $40{\sim}49$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ for $50{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ and for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for $18{\sim}19$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $20{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ for $40{\sim}49$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.05(kg)$ for $50{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.05(kg)$ and for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ In both sexes, for all age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ 3. Several types of modified Broca's index recommended by author are as follows: I. In male, for $18{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ and for $30{\sim}59$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for $18{\sim}29$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}0.90(kg)$ and for $30{\sim}39$ age group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ II. In male, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ In female, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}1.00(kg)$ III. In both sexes, for all ages group $\{height(cm)-100\}{\times}0.95(kg)$ Note: The first type of modified Broca's index is the most precise one in estimating standard body weight among several types established by author. 4. Error of estimated standard body weight appearing by applying modified Broca's indices is generally greater in short build persons than in tall build persons and is more dominant especially in female group.

• 유기물자원화
• /
• 제3권2호
• /
• pp.25-36
• /
• 1995

쓰레기는 여러가지 물질이 혼합되어 나오므로 퇴비화 시설의 성공적 운영을 위해서는 퇴비화에 적합한 쓰레기만을 분리해내는 것이 중요하다. 또한, 이를 위해서는 다양한 발생원에 산재하는 퇴비화 가능 쓰레기의 총량을 산출하는 것이 필요하며, 이를 바탕으로 쓰레기의 적정 수거체계는 물론이고 필요한 퇴비화시설의 규모 및 갯수도 산정이 가능하다. 본 연구에서는 주된 퇴비화 대상인 음식물찌꺼기의 발생량을 추정하였다. 원단위의 실측은 업소의 면적을 기준으로 하는가 또는 이용객의 수를 기준으로 하는가에 따라 상이한 결과를 보일 수 있는데 기존의 연구에서는 이것에 대한 기준이 제시되지 않은 문제가 있었다. 따라서 본 논문에서는 업소의 면적과 이용자수간의 상관관계를 분석하여 관계식을 유도하고, 이를 실제의 발생량 추산에 이용한 결과를 통해 원단위 측정시의 기준을 제시하였다. 그 결과 면적 기준과 이용자수 기준의 실측자료의 상대분산값은 각각 62.5와 52.8로 비슷하지만 이용자수 기준의 실측자료가 상대적으로 다소 변화가 적었다. 업소의 면적과 이용자수간의 상관성에서는 선형회귀분석결과 Y=0.244X+59.0인 관계가 구해졌으며, 이 때의 상관계수는 0.904이었다. 반면 Monod식 형태의 회귀분석에서는 Y=616.5X/(X+1215.4) 인 관계가 구해졌고 이때의 상관계수는 0.720으로 구해졌다. 선형회귀분석결과에서 얻어진 관계식을 이용하여 서울과 전국의 음식물찌꺼기 발생량을 산출한 결과는 2043.9톤/일, 9014.0톤/일과 같았고, 면적기준의 실측 원단위자료를 모든 면적의 업소에 대해 동일하게 적용했을 때는 821.3톤/일과 3821.0톤/일로 상대적으로 적은 수치를 보였다. 또한 1994년의 퇴비화 의무대상업소의 발생량은 집단급식소 9.3톤/일, 식품접객업소 3.3톤/일로 산출되었다. 결론적으로 음식물찌꺼기의 발생량을 산출하기 위한 원단위 발생량의 실사는 실측지점을 줄이면서 실측지의 대표성을 확보할 수 있는 이용객 기준의 측정방법이 바람직하며, 이는 특히 업소의 면적이 통계자료로 되어 있는 식품접객업소에서 유효하리라 판단되었다.

• 한국농림기상학회지
• /
• 제24권2호
• /
• pp.63-77
• /
• 2022

농업기상재해 조기경보시스템에서 모의되는 농장 규모 풍속 예측자료의 추정오차를 개선하기 위해, 농촌진흥청 농업기상관측망의 2020년 1~12월 풍속 관측자료와 해당 지점에 대한 조기경보시스템 모의 풍속을 이용하여, 87지점 일 8시간대(00, 03, 06 … 21시) 각각 풍속 추정오차를 종속변수로, 추정풍속을 독립변수로 하는 일차 회귀식(Y=aX+b)을 도출하였다. 상관계수가 0.5를 초과하였을 때는 회귀식을 풍속 보정식으로 활용하고, 상관계수가 0.5 이하일 때는 회귀식 대신 해당 지점 및 시간대의 ME를 보정값으로 대체하였다. 풍속 모형을 전국적으로 적용할 수 있도록 87지점×8개 시간의 회귀계수 a와 b, 상관계수 R과 ME 값으로 거리역산가중법으로 공간내삽하여 250m 격자해상도의 분포도를 제작하였다. 모형의 검증을 위하여 회귀계수 a와 b, 상관계수 R과 ME 공간내삽 분포도로 부터 농산촌 지역 13개 기상관측지점의 격자값을 추출하고, 13곳의 2019년 1~12월의 조기경보시스템 모의 풍속(00, 03, 06 … 21시)를 보정한 다음, 기존 추정 풍속과 함께 추정오차를 비교하였다. 검증 지점 풍속의 평균 ME는 0.68m/s에서 보정 후 0.45m/s로 감소하였으며, 평균 RMSE는 1.30m/s에서 1.05m/s로 감소하였다. 조기경보시스템의 풍속은 전 시간대에서 모두 과대 추정되고 있는데, 보정 기법을 적용한 후에는 15시 경을 제외하고 모두 과대추정 경향이 감소하여 ME가 약 33%, RMSE는 19.2% 더 개선되었다. 농업기상재해 조기경보시스템에서 농작물의 풍해 위험 판단은 일 8회의 풍속 평균값으로부터 도출된 일 최대순간풍속을 기반으로 하는데, 풍속의 과대모의 현상을 개선하여 강풍 위험 경보의 오보를 감소시킬 것으로 기대된다.

• 한국해안·해양공학회논문집
• /
• 제26권5호
• /
• pp.300-313
• /
• 2014

파-지반의 상호작용 해석에 지금까지는 대부분 무한두께를 갖는 해저지반 상의 진행파와 무한두께 혹은 유한두께의 해저지반 상에서 완전중복파에 대해서만 해석해가 제안되어 있다. 본 연구에서는 임의반사율의 부분중복파동장에 선형파 이론과 유한두께를 갖는 해저지반에 Biot(1941) 3차원 압밀이론 및 지반탄성론에 기초한 유효응력 개념을 각각 적용하여 지반 내 동적응답에 관한 해석해를 새롭게 유도하며, 이에 수심과 반사율만을 변화시킴으로서 기존의 해석해가 간단히 얻어지기 때문에 그의 적용성이 보다 넓다. 본 해석해의 타당성은 무한지반 상의 진행파동장 및 완전중복파동장에 대한 Yamamoto et al.(1978) 및 Tsai & Lee(1994)의 해석해와 비교 검토로부터 검증된다. 또한, 본문에서는 유한깊이를 갖는 해저지반 상의 진행파동장, 완전중복파동장 및 임의반사율의 부분중복파동장에 대해 수심과 주기의 변화에 따른 본 해석해의 변화특성을 면밀히 검토한다. 이로부터 유한깊이의 지반은 무한두께의 경우와는 매우 상이한 지반응답(간극수압, 전단응력, 수평 및 연직 유효응력)을 나타내고, 반사율의 함수인 부분중복파동장에서 지반응답은 완전중복파동장에서의 값보다 일반적으로 작은 값을 나타낸다는 것을 확인할 수 있었다.

• 한국작물학회지
• /
• 제40권2호
• /
• pp.142-149
• /
• 1995

1978년부터 1992년까지 작물시험장목포지장의 시험포장에서 재배하여 관측한 목화의 4품종(Kinggus, 용당재래, 113-4,380)의 주요특성과 재배기문중 관측된 기상자과를 이용하여 목화 단작의 생육 및 수량과 기상요인과의 및 수량 추정식을 한 유도는 다음과 같다. 1. 기상요인중 변이가 큰 것은 7월의 강수량과 폭풍일수로서 변이계수가 84.89%, 97.05%로 높았고 5~9월중의 평균기온과 최고기온 및 최저기온은 비교적 변이가 적었다. 2. 생육및 수량형질의 변이는 9,10월의 적채면수량에서 68.77%, 78.52%로 높아서 연차간변이가 아주 컸고 조면비율과 결과지수는 11.77%, 19.13%로 변이가 약간 컸으며 개화기와 개서기는 6.05%, 7.83%로 변이가 아주 적어서 연차간 변이가 아주 적었음을 알 수 있었다. 3. 5월의 강수량과 결과지수간, 7월의 일조시수와 삭수간, 7월의 최고기온과 적채면 수량간, 8월의 증발량과 적채면 수량간에는 고도의 정의 상관이 인정되었다. 4. 7월의 기상요인($X_1$~$X_8$)을 이용하여 9. 10. 11월의 총적채면 수량(Y)을 추정한 결과 Y =-1080.8515 + 144.7133$X_1$+15.8722$X_2$ + 164.9367$X_3$ + 0.0802$X_4$ + 0.5932$X_5$ + 11.3373$X_6$ + 3.4683$X_7$ - 9.0846$X_8$(r＝0.8448＊＊)의 회귀식을 유도할 수 있었으며 8월의 기상요인(X$_4$를 제외한 X$_1$~X$_{9}$)을 이용하여 총적채면 수량(Y)을 추정한 결과 Y =2835.2497 + 57.9134$X_1$ - 46.9055$X_2$ - 41.5886$X_3$ + 1.2559$X_5$ - 21.9687$X_6$- 3.3763$X_7$- 4.1080$X_8$- 17.5586$X_9$의 회귀식을 유도할 수 있었으며, 이 식을 이용하여 실제수량과 이론수량과의 관계를 분석한 결과 일직선상에 아주 가깝게 추정하여 오차가 적었다.

• 지질공학
• /
• 제15권3호
• /
• pp.337-348
• /
• 2005

포천 지역에 분포하는 쥬라기 화강암을 대상으로 미세균열 분포특성이 화강암의 역학적 성질에 미치는 영향에 대하여 연구하였다. 3종의 방향성 시편을 대상으로 일축압축시험이 실시되었으며, 각 시편은R(riftplane), G(grain plane) 및 H(hardway plane) 축에 각각 직각이다. 다양한 탄성 상수 중, 3 방향에 따른 포아송비의 변화가 검토되었다 파괴 강도 비-포아송비의 관계도에서 포아송비의 범위는 H-시편에서 가장 높은 분포양상을 보이며 G-시편, R-시편의 순으로 감소한다. 분포곡선은 $I\simIII$ 단계에서는 거의 선형이며, IV-3 단계에서는 기울기의 급격한 증가를 보인다. 관계도에서 보는바와 같이 파괴강도비 $0.92\sim0.96$에서 변곡점이 형성된다. IV-3단계는 탄성 영역의 밖에 속한다. 4단계의 파괴단계에서의 거동은 응력-체적변형율 곡선에서 분석되었다 암석의 거동을 지배하는 응력증분-체적변형율 방정식에서 특징적인 재료상수인 a, n, Q, m 및 $\varepsilon_v^{mcf}$가 결정되었다. 이들 상수중에서 미세균열의 폐합영역( I 단계)에서 고유의 미세균열의 공극률$(a, 10^{-3})$ 그리고 압축지수(n)는 각각 $a^R(3.82)>a^G(3.38)>a^H(2.32)$ 그리고 $n^R(3.69)>n^G(2.79)>n^H(1.99)4의 순서로 나타난다. 특히 IV 단계의 미세균열의 임계체적변형율($\varepsilon_v^{mcf}$)은 3번 면에 수직인 H-시편에서 가장높게 나타난다. 이러한 결과에서 포아송비 및 재료상수와 같은 역학적 성질은 2 조의 미세균열과 밀접한 관계를 보이고있다. 강도 이방성과 미세균열의 방향성과의 상관성은 암석의 파괴 연구에 주요하게 적용될 수 있다.