• 한국지반공학회논문집
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• 제22권8호
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• pp.63-72
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• 2006

암석의 점하중 강도지수($I_{s}$)로 일축압축강도(${\sigma}_{c}$)를 추정함에 있어, ASTM이나 ISRM에서는 암종이나 지질학적 생성과정에 관계없이 직경방향 점하중 강도($I_{s}//$)의 23배(ASTM) 혹은 $20{\sim}25$배(ISRM)로 취하고 있다. 여기서는 경상분지의 울산에서 채취한 연약한 퇴적암의 시험결과로 ${\sigma}_{c}$와 $I_{s}$의 관계를 제시한다. ${\sigma}_{c}$와 $I_{s}$ 시험결과 ${\sigma}_{c}$의 추정값은 선형 회귀분석 보다는 강도비(${\sigma}_{c}/I_{s}$)로 표현하는 것이 추정오차가 적었다. 그리고 약면이 내포된 퇴적암의 강도비는 ${\sigma}_{c}/I_{s}//$보다 ${\sigma}_{c}/I_{s}{\bot}$의 추정오차가 더 작으므로 ${\sigma}_{c}$추정치는 ASTM이나 ISRM에서 제시한 값보다 낮게 취해야 참값에 가까울 수 있다는 결론을 얻었다.

• International Journal of Contents
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• 제8권2호
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• pp.89-96
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• 2012

Scientific analysis of crime hot spots is essential in preventing and/or suppressing crime. However, results could be different depending on the analytic methods, which highlights the importance of choosing adequate tools. The purpose of this study was to introduce two advanced techniques for detecting crime hot spots, GAM and Local Moran's I, hoping for more police agencies to adopt better techniques.GAM controls for the number of population in study regions, but local Moran's I does not. That is, GAM detects high crime rate areas, whereas local Moran's I identifies high crime volume areas. For GAM, physical disorder was used as a proxy measure for population at risk based on the logic of the broken windows theory. Different regions were identified as hot spots. Although GAM is generally regarded as a more advanced method in that it controls for population, it's usage is limited to only point data. Local Moran's I is adequate for zonal data, but suffers from the unavoidable MAUP(Modifiable Areal Unit Problem).

• 센서학회지
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• 제12권1호
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• pp.1-9
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• 2003

CsI에 활성제로 Li, K, Rb를 첨가하여 CsI(Li), CsI(K) 및 CsI(Rb) 단결정을 Czochralski방법으로 육성하였다. $^{137}CS$(0.662 MeV)에 대한 CsI(Li:0.2 mole%) 섬광체의 에너지 분해능은 14.5%이었고 CsI(K:0.5 mole%) 섬광체는 15.9%이었으며 CsI(Rb:1.5 mole%) 섬광체는 17.0%이였다. 이들 CsI(Li), CsI(K) 및 CsI(Rb) 섬광체의 $\gamma$선 에너지에 대한 에너지 교정곡선은 선형적 이였다. 일정비율 시간분석법(CFT :constant-fraction timing method)으로 측정한 CsI(Li:0.2 mole%), CsI(K:0.5 mole%) 및 CsI(Rb:1.5 mole%) 성광체의 시간 분해능은 각각 9.0 ns, 14.7 ns 및 9.7 ns이였다. CsI(Li:0.2 mole%), CsI(K:0.5 mole%) 및 CsI(Rb:1.5 mole%) 섬광체의 형광감쇠시간은 각각 ${\tau}_1=41.2\;ns$, ${\tau}_2=483\;ns$, ${\tau}_1=47.2\;ns$, ${\tau}_2=417\;ns$ 및 ${\tau}_1=41.3\;ns$ 및 ${\tau}_2=553\;ns$이였다. 그리고 CsI(Li:0.2 mole%), CsI(K:0.5 mole%) 및 CsI(Rb:1.5 mole%) 단결정의 인광감쇠시간은 각각 0.51 s, 0.57 s 및 0.56 s이였다.

• 대한수학회논문집
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• 제9권4호
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• pp.927-931
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• 1994

Let G be a cyclic group of order 2 and let $S^1$ denote the unit circle in $R^2$ with the standard metric. We consider smooth G-vector bundles over $S^1$ when G acts on $S^1$ by reflection. Then the fixed point set of G on $S^1$ is two points ${z_0, z_1}$. Let $E$\mid$_{z_0} and E$\mid$_{z_1}$ be the fiber G-representation spaces at $z_0$ and $z_1$ respectively. We associate an orthogonal G-representation $\rho_i : G \to O(n)$ to $E$\mid$_{z_i}, i = 0, 1$. Let det $p\rho_i(g), g \neq 1$, be denoted by det $E$\mid$_{z_i}$ since det $\rho_i(g)$ is independent of choice of $\rho_i$.

• East Asian mathematical journal
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• 제21권1호
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• pp.61-64
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• 2005

Let R be a commutative ring with identity, and let $f,\;g_i(i=1,\;\ldots,\;n),\;g_{\alpha}(\alpha{\in}S)$ be elements of R. We show that the following statements are equivalent; (i) $X_f{\subseteq}{\cup}_{\alpha{\in}S}X_{g\alpha}$ only if $X_f{\subseteq}X_{g\alpha}$ for some $\alpha{\in}S$, (ii) $V(f){\subseteq}{\cup}_{\alpha{\in}S}V(g_{\alpha})$ only if $V(f){\subseteq}V(g_{\alpha})$ for some $\alpha{\in}S$, (iii) $V(f){\subseteq}{\cup}^n_{i=1}V(g_i)$ only if $V(f){\subseteq}V(g_i)$ for some i, (iv) Spec(R) is linearly ordered under inclusion.

• Communications for Statistical Applications and Methods
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• 제16권4호
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• pp.605-614
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• 2009

본 논문에서는 금융시계열자료를 분석하는데 있어서 비대칭 변동성과 지속성효과를 가지는 시계열 자료에 적합한 모형인 I-TGARCH를 제시하였다. 국내 금융시계열 자료를 바탕으로 I-TGARCH의 적합성을 검증하기 위해 기존연구에서 많이 쓰이고 있는 TGARCH, IGARCH, EGARCH 모형과 함께 분석하여 비교하였다. 그 결과, I-TGARCH모형이 경제 위기의 영향으로 변동성이 커진 현재의 주가 분석에 적합하다는 사실을 알 수 있었다. 특히, 비대칭적 변동성의 특징을 관찰하기 위해 News impact curve를 이용해서 호재와 악재에 다르게 반응하는 주가변동에 대해서 알아본 결과, 대부분의 주가변동이 비대칭적인 경향을 보이고 있다는 사실을 관찰했다. 또한, 실제 일별수익율 데이터를 I-TGARCH 모형에 적합시키고 모형이 얼마나 효율적인지를 검정하였다. I-TGARCH의 적합성을 검증하기 위해 VaR의 사후검정을 이용하였다. 그 결과 대부분의 금융시계열이 I-TGARCH가 다른 비교모형 보다 우수하거나 비슷한 것으로 검증되었다. 이는 변동성의 비대칭성을 고려한 TGARCH에서 지속-변동성 효과(persistent effect) 또한 존재할 수 있다는 사실을 금융시계열자료를 통해 알 수 있었다.

• 한국수산과학회지
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• 제30권3호
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• pp.319-328
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• 1997

연안해역에서 호기성 광합성 세균 Erythrobacter sp. $S\;\pi-I$I를 분리 및 동정하여 rotifer, Brachionus plicatilis의 먹이로 투여하였을 때 개체수, 체장, 체중 및 지방산 조성과 아미노산 조성을 분석한 결과를 요약하면 아래와 같다. 1. Erythrobacter sp. $S\;\pi-I$ 은 지방산의 함량중 $C_{18:1\omega9}$가 $36.5\%,\;C_{18:1\omega7}$이 $13.3\%\;C_{18:3\omega3}\;8.6\%$ 함유하였고 아미노산은 glutamic acid가 $61.6\;mg\%$, aspartic acid가 $45.2\;mg\%$, alanine이 $43.7\;mg\%$, lysine이 $28.7\;mg\%$ 등 높은 함량을 보였다. 2. Erythrobacter sp. $S\;\pi-I$을 rotifer, Brachionus plicatilis에 투여했을 때 (초기 개체수 5개체/$m\ell$) 개체수는 5일째 9개체/$m\ell$, 9일째 20개체/$m\ell$, 13일째는 43개체/$m\ell$로 증가하였다. 또한 체중은 초기 140ng/개체에서 5일째 280ng/개체, 9일째 560ng/개체, 13일째 610ng/개체로 증가하였으며, 체장은 초기 $150{\pm}7{\mu}m\;(length),\;85{\pm}14{\mu}m\;(width)$에서 5일째 $160{\pm}18{\mu}m\;(length),\;92{\pm}15{\mu}m\;(width)$, 9일째 $170{\pm}17{\mu}m\;(length),\;94{\pm}14{\mu}m\;(width)$, 13일째는 $184{\pm}17{\mu}m\;(length),\;100{\pm}12{\mu}m\;(width)$로 성장하였다. 3. Rotifer 개체당 24시간내에 $10^4\~10^5$개체의 세균을 섭취하였다. 4. Erythrobacter sp. $S\;\pi-I$을 rotifer에 먹이로 투여했을때 EPA, DHA가 증가하였다. 비교실험에 사용한 Chlorella sp. PSB, yeast에 비하여 EPA와 DHA의 함량이 높았다. 특히DBHA는 $S\;\pi-I$과 Chlorella sp.에서만 분석되었으며 $S\;\pi-I$이 높았다. 5. Erythrobacter sp. $S\;\pi-I$과 비교로서 PSB, Chlorella sp., yeast를 rotifer에 먹이로 투여했을 때 $S\;\pi-I$에서 lysine이 가장 높았고, PSB, Chlorellaal sp. 순으로 분석되었다. yeast에서는 검출되지 않았다.

• 대한수학회보
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• 제32권2호
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• pp.329-336
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• 1995

Let $A_1, A_2, \ldots, A_n$ be a sequence of events on a given probability space and let $m_n$ be the number of those A's which occur. Put $S_{0,n} = 1$ and $$ S_{k,n} = \Sigma P(A_i_1 \cap A_i_2 \cap \cdots \cap A_i_k), (a \leq k)$$ where the summation is over all subscripts satisfying $1 \let i_1 < i_2 < \cdots < i_k \leq n$.

• 대한수학회보
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• 제48권6호
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• pp.1137-1146
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• 2011

Let {$X_i$, $i{\geq}1$} be a sequence of i.i.d. nondegenerate random variables which is in the domain of attraction of the normal law with mean zero and possibly infinite variance. Denote $S_n={\sum}_{i=1}^n\;X_i$, $M_n=max_{1{\leq}i{\leq}n}\;{\mid}S_i{\mid}$ and $V_n^2={\sum}_{i=1}^n\;X_i^2$. Then for d > -1, we showed that under some regularity conditions, $$\lim_{{\varepsilon}{\searrow}0}{\varepsilon}^2^{d+1}\sum_{n=1}^{\infty}\frac{(loglogn)^d}{nlogn}I\{M_n/V_n{\geq}\sqrt{2loglogn}({\varepsilon}+{\alpha}_n)\}=\frac{2}{\sqrt{\pi}(1+d)}{\Gamma}(d+3/2)\sum_{k=0}^{\infty}\frac{(-1)^k}{(2k+1)^{2d+2}}\;a.s.$$ holds in this paper, where If g denotes the indicator function.

• Journal of applied mathematics & informatics
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• 제28권3_4호
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• pp.977-986
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• 2010

Let $X_1$, $X_2$, $\cdots$ be identically distributed negatively associated random variables with $EX_1\;=\;0$ and $E|X_1|^3$ < $\infty$. In this paper we prove $lim_{{\epsilon\downarrow}0}\;\frac{1}{-\log\;\epsilon}\sum\limits_{n=1}^\infty\frac{1}{n^2}ES_n^2I\{|S_n|\;{\geq}\;{\sigma\epsilon}n\}\;=\;2$ and $lim_{\epsilon\downarrow0}\;\epsilon^{2-p}\sum\limits_{n=1}^\infty\frac{1}{n^p}$ $E|S_n|^pI\{|S_n|\;{\geq}\;{\sigma\epsilon}n\}\;=\;\frac{2}{2-p}$ for 0 < p < 2, where $S_n\;=\;\sum\limits_{i=1}^{n}X_i$ and 0 < $\sigma^2\;=\;EX_1^2\;+\;\sum\limits_{i=2}^{\infty}Cov(X_1,\;X_i)$ < $\infty$. We consider some results of i.i.d. random variables obtained by Liu and Lin(2006) under negative association assumption.