• Asia Marketing Journal
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• 제13권3호
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• pp.25-53
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• 2011

이번 연구는 실제 기업 자료를 기반으로 고객보상 프로그램이 고객 유지(retention)에 미치는 영향을 살펴보았다. 특히 고객보상 프로그램의 효과를 보다 명확히 확인하기 위해 유사실험설계(quasi-experimental design)를 사용하였다. 그리고 1년이 넘는 장기적인 시간 프레임 속에서 고객보상 프로그램의 도입 시점을 전후로 소비자 집단을 구분하고 이들 집단의 비교를 통해 고객보상 프로그램의 효과를 파악하였다. 이러한 연구 설계를 고려한 이유는 종적 자료를 사용한 선행 연구들이 고객보상 프로그램의 도입 시점 이후부터 가입 고객과 비가입 고객을 대상으로 프로그램의 효과를 측정하였기 때문에 자기선택오류(self-selection bias)의 가능성이 존재하였기 때문이다. 이번 연구는 고객보상 프로그램의 도입 시점을 전후로 두 집단을 비교하기 위해 자료를 특정 시점을 기준으로 절단(censoring)하였다. 생존분석(survival analysis)은 다른 분석기법에 비해 불완전한 자료가 포함되더라도 분석이 상대적으로 용이하므로 이번 연구의 분석방법으로 선택하였다. 분석 결과 고객보상 프로그램을 실시하기 전에는 소비자들의 거래기간이 평균 179일이었으나 고객보상 프로그램을 도입한 이후에는 227일로 약 50일 정도 더 늘어났다. 이러한 차이는 통계적으로 유의한 것으로 나타나 연구 가설을 지지하였다. 또한 콕스 비례위험모형을 사용하여 고객보상 프로그램과 영향 변수들의 상호작용효과를 확인한 결과 기존고객들은 고객보상 프로그램이 도입된 후 신규고객들에 비해 회사와의 거래기간이 유의하게 증가한 것으로 나타났으며 긍정적인 서비스(예: 30일 이내 입회)를 경험한 고객들도 회사와의 거래기간이 유의하게 증가하는 것으로 나타났다. 한편 부정적인 서비스(예: 30일 이후 입회)를 경험한 고객이라 하더라도 고객보상 프로그램을 도입한 이후에는 회사와의 거래기간이 증가하였다. 이번 연구에서 나타난 결과들을 정리하면 고객보상 프로그램은 고객과 긍정적인 관계를 형성하는 데 기여할 뿐만 아니라 이탈 장벽까지 구축해 줌으로써 기업의 경쟁력을 강화시키는 수단으로서의 가치가 있다고 생각할 수 있다.

• 자원ㆍ환경경제연구
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• 제32권4호
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• pp.217-238
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• 2023

현재 한국의 자동차세는 자동차의 배기량에 일정 세율을 곱해 부과된다. 그러나 현행 제도는 온실가스 감축이라는 당면 과제를 반영하지 못하고 있다는 지적을 받으며 개정의 필요성이 제기되고 있다. 이에 본 연구는 배기량과 CO₂ 배출량 간 확인되는 양의 관계에 주목하여, 평균 CO₂ 배출량을 고려한 자동차세의 적정 세율을 산출하고자 한다. 이를 위해 우선, 2020년 기준으로 자동차 배기량별 평균 CO₂ 배출량을 이용해 배기량별 연간 평균 CO₂ 배출량(kg/대) 을 추정하였다. 여기에 IMF(2019)가 제안한 CO₂ 배출량 1톤당 75달러를 기준세율로 고려해 복수의 시나리오를 분석했다. 특히, 균일한 75달러의 탄소세를 부과했을 때와 배기량별 CO₂ 배출량에 기반해 누진세를 부과했을 때를 비교했다. 분석 결과에 의하면, IMF가 제안한 기준세율을 한국에 그대로 적용하는 것은 세수 감소 등의 영향으로 쉽지 않으며, 현행 자동차세에 따른 세수 규모 유지, 온실가스 감축효과, 선진국의 자동차세 개편 동향 등을 고려해 정교하게 설계해야 한다는 점을 확인했다. 예를 들어, 한국에서 판매되는 대표적인 소형차량인 기아자동차의 K3(1,598cc)를 기준으로 현행 제도와 비교해보면, 현행 제도에서는 약 22만 원, IMF에 따른 동일세율과 누진세 부과 시에는 각각 약 7.9만 원과 약 8.3만 원, 영국 자동차세를 참고한 누진세 부과 시에는 약 24만 원 정도의 세금을 납부하게 된다. 이처럼 본 연구는 한국의 자동차 등록 현황 및 자동차세 현황, 주요 선진국의 자동차세 개편 동향을 파악해 차량 배기량과 CO₂ 배출량을 고려한 자동차 세제 개편의 영향을 국민의 조세부담을 중심으로 분석하였다.

• 한국식품저장유통학회지
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• 제30권1호
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• pp.109-121
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• 2023

본 연구에서 식품 중 비타민 D 주요 급원으로 선정한 버섯류(3종), 어패류(10종), 알류(1종), 육류(7종), 두류(1종), 유류(4종), 가공식품(3종), 유지류(1종)로, 총 30종에 대표 조리법을 포함한 148건에 대해 LC-MS/MS를 이용하여 분석하였다. 우리 국민 평균 총식이섭취량의 90% 이상을 포괄하는 대상 식품을 선별 후 식생활에서 활용되는 조리법 선정을 통해 조제된 실제 섭취 상황에 가까운 한국형 총식이조사를 기반한 '대표 식품×대표 조리법'으로서 새송이버섯(굽기), 가다랭이(그대로) 등 53종으로 6개의 지역별 시료를 불검출의 경우 1건만 분석하였고, 검출된 경우 6건 전부 분석하여 총 148건에 대해 비타민 D 함량 및 섭취량을 추정하였다. 분석은 유효성검증 및 국제 분석 관리프로그램인 FAPAS를 참여하여 숙련도 테스트 결과, Z-score 2 이하의 만족하는 결과를 얻어 신뢰도를 검증하였다. 본 연구에서 분석한 '대표 식품×대표 조리법'의 비타민 D 결과는 어류에서는 멸치(볶기)에서 124.0 ㎍/kg의 농도로 가장 높게 검출되었고, 두 번째로 고등어(굽기)에서 120.2 ㎍/kg의 농도로 검출이 되었다. 달걀의 경우 달걀(끓이기)은 검출되지 않았고, 달걀(부치기)에서 최고 33.1 ㎍/kg의 농도로 검출이 되었다. 육류에서는 닭고기와 쇠고기는 전부 검출되지 않았고, 돼지고기의 경우 굽기에서 12.2 ㎍/kg으로 검출되었다. 유제품의 경우 요구르트(액상)에서 136.9 ㎍/kg, 가공식품 중 시리얼의 경우, 155.1 ㎍/kg의 농도로 비타민 D가 검출이 되었는데, 이는 비타민 D 강화 제품으로 보인다. 생표고버섯을 햇빛에 12시간 노출 시에 비타민 D 함량이 303.4 ㎍/kg으로 높았으며, 건조형태에 따라 갓이 위로 향할 때보다, 주름부분을 위로 향하였을 때 비타민 D₂의 함량이 높음을 확인하였다. 비타민 D 함량 분석 결과를 토대로 섭취량을 추정한 결과, 우리 국민의 1인 1일 평균 비타민 D 섭취량은 0.99 ㎍/day이었으며, 비타민 D 섭취량에 기여한 중요 3가지 식품은 요구르트, 액상(31.3%), 달걀(28.1%), 시리얼(11.4%) 순이었다. 보건복지부와 한국영양학회에서 제공하는 한국인 영양소 섭취기준(2020년) 중 비타민 D의 1일 충분 섭취량(영양소의 필요량을 추정하기 위한 과학적 근거가 부족할 경우, 대상 인구집단의 건강을 유지하는 데 충분한 양을 설정한 수치)은 영유아 5 ㎍/day, 남녀 6세부터 75세 이상 5-15 ㎍/day로 본 연구에서 추정한 1인 1일 평균섭취량과 비교하였을 때, 우리 국민의 비타민 D 섭취가 부족하다는 것을 확인할 수 있었다. 비타민 D 부족을 개선하기 위해 생활양식이나 식습관을 통해 비타민 D를 증가시킬 수 있는 식품을 섭취하고, 부족한 부분은 보충제를 통한 비타민 D 섭취가 필요할 것으로 보인다. 버섯의 경우 햇빛 또는 자외선에 노출시키면 비타민 D 섭취량을 높일 수 있다. 식습관을 통해 비타민 D 부족을 개선할 수 있는 다양한 연구가 필요하다고 생각된다.

• 대한지리학회지
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• 제30권1호
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• pp.68-92
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• 1995

소매업은 경제, 사회, 문화, 정치를 배경으로 소비자의 요구에 부응하며 발전해 가 기 때문에 지역구조의 이해라는 측면에서 증요한 연구 주제이다. 또한 소매업은 일상생활을 영위하기 위한 기본적인 기능이므로, 이에 대한 이해는 삶의 질 향상이라는 측면에서도 중 요하다. 최근, 우리나라는 주민소득의 향상과 그에 따른 수요의 다양화, 개성화, 그리고 정보 화 사회로의 이행, 대기업 및 외국유통업의 참여, 정부의 유통산업 근대화 작업 등 소매업 환경의 변화와 함께 소매업이 크게 변화하고 있다. 따라서 미래의 변화 예측과 바람직한 발 전 방향이 제시되어야 함에도 불구하고, 이에 대한 연구가 미흡하다. 이에 광주시를 연구대 상지역으로 선정하여, 소매업의 입지와 그에 대한 주민의 이용 행태, 그리고 주민의 바람직 한 이용방안을 분석하였다. 이는 입지행태라는 순수한 학문적기여 뿐 아니라, 지역의 효율성 과 평등성의 실현이라는 응용면에서도 중요한 의의를 지닌다.

• 지구물리와물리탐사
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• 제2권1호
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• pp.26-32
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• 1999

탄성파 속도분석법은 일괄식 속도분석법과 대화식 속도 분석등 두 가지가 있다. 일괄식 속도분석법에서는 각 속도 분석점마다 셈블런스 컨투어, 슈퍼게더 및 중합 패널등을 일괄 작성하여 도면화 시킨 후 분석자가 그 도면을 보고 속도 함수를 결정하는 방법이다. 과거 유행한 전산처리 소프트웨어들이 이 방법을 사용하고 있다. 그러나 이 방법은 도면 분석시 아주 많은 수작업이 필요하고 속도분석 결과도 정밀치 못하다는 단점이 있다. 최근에는 워크스테이션의 고속 그래픽 기능을 이용한 대화식 속도분석 기술이 개발되었다. 그런데 이들 프로그램은 기존 일괄식 속도분석법과 대동소이한 내용을 그래픽 화면으로 처리할 수 있도록 함으로써 종이 절약 외에는 특별히 나아진 것이 없다. 프로그램의 주 기능은 속도 스펙트럼에서 속도점 노드를 선택하는 것이며, 입력자료에 있을 수 있는 잡음을 제거하여 다시 속도 스펙트럼을 수정하는 기능은 없다. 잡음의 제거없이 계산한 부정확한 속도 스펙트럼을 이용해서 속도 함수를 선정한다면 정밀 속도분석은 불가능할 것이다. 방대한 탄성파 탐사자료에 대한 속도분석을 신속 정확하게 수행하기 위해서는 속도 분석과 밀접한 관련이 있는 전산처리 공정들 즉, 슈퍼게더 조립, 셈블런스 계산, 동보정, 뮤트, 중합등을 동시에 지원하는 통합된 반복적 대화식 속도분석 프로그램이 필요하다. 분석 구간의 속도와 뮤트함수를 변화시켰을 때 그로부터 얻어지는 셈블런스와 동보정 및 중합을 검토하고 이러한 수정과 검토를 신속히 반복할 수 있도록 함으로써 정확한 속도분석이 가능하기 때문이다. 여기에서는 속도분석을 신속 정확하게 수행하기 위해 속도 분석과 밀접한 관련이 있는 전산처리 공정들 즉, 슈퍼게더 조립, 셈블런스 계산, 동보정, 뮤트, 중합등을 동시에 지원하는 대화식 속도분석 프로그램 xva를 작성하였다. 대화식 속도분석에서는 분석 구간의 트레이스들을 고속으로 참조해야 하는데 이를 위해 간단한 트레이스 인덱스 파일을 설계하여 사용하였다. 직접파와 굴절파등 천부 잡음을 제거하기 위한 효과적인 수단인 뮤트 함수 영역 변환법을 새로 고안하였으며, 본 프로그램은 이 기법을 이용하고 있다. 본 영 역 변환법은 기존 알려진 역동보정법과 같이 정밀 전산처리가 가능할 뿐만 아니라 동보정과 역동보정시 발생하는 자료의 내삽 오차가 없으며 계산 시간이 크게 단축되기 때문에 정밀 대화식 속도 분석에 사용 가능하다. 프로그램 xva는 28개의 소스 파일로 구성된 패키지인데 줄 수는 12,029, 단어 수는 34,990, 글자 수는 304,073이다. 프로그램 xva는 X-Window와 Motif 환경하에서 작동한다. 프로그램 메뉴는 Motif 표준 스타일에 따라 작성하였는 바 그 사용법을 간략히 기술하였다. 본 프로그램이 완성됨으로 인하여 정밀 탄성파 속도 분석이 가능하게 되었고 그 결과 가스층의 존재 여부를 직접 확인할 수 있는 AVO(Amplitude Versus Offset)단면도등의 제작에 활용할 수 있었다.

• 한국학교ㆍ지역보건교육학회지
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• 제3권
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• pp.111-140
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• 2002

This study was conducted from April 1 through April 30, 2002 in order to figure out the relationship between physical health status and life style and the factors influencing physical health. Subjects were selected from among the residents older than 20 years old by probability scheme of one out of 2000. Three thousand people were interviewed by questionnaires, and 2,742(91.4%) respondents were used for analysis, and the results are as follows: 1. Ridit(Relatives to an identified distribution it) of category one by sex was 0.26 in man, and 0.25 in woman. Ridit of category two was 0.57 in man and 0.53 in woman, those of category three was 0.72 in man and 0.65 in woman. That of category four was 0.86 in man and 0.85 in woman, that of category five was 0.95 in man and 0.97 in woman, and that of category six was 0.98 in man and 0.99 in woman. The ridits and health related categories by sex were r=.954 in man and r=.966 in woman(p<0.01) 2. Ridits of healthy behavior 2-1. The ridit of males who slept for less than 6 hrs was 0.71, that of those who slept for $7{\sim}8$ hrs was 0.24, and that of those who slept for more than 9 hours was 0.96. The ridit of females who slept for less than 6 was 0.80, that of those who slept for $7{\sim}8$ hrs was 0.32, and that of those who slept for more than 9 hrs was 0.97. 2-2. The ridit of male, who ate breakfast everyday was 0.30, that of those who ate one to four breakfast per week was 0.87, and that of those who never ate breakfasts was 0.96. The ridit of females who ate breakfast everyday was 0.32, that of those who ate breakfast one to four times a week was 0.75, and that of those who never ate breakfast was 0.99. 2-3. The ridit of males whose body weights were 10% lower than normal body weight was 0.45, that of those with $5{\sim}9.9%$ less than normal body weight was 0.28, that of those with ${\pm}4.9%$ of normal body weight was 0.12, that of those whose body weights were $5{\sim}9.9%$ heavier than normal was 0.40, that of those whose body weights were $10{\sim}19.9%$ heavier than normal was 0.74, that of those with $20{\sim}29.9%$ heavier than normal body weights was 0.78 and that of those with 30% heavier than normal body weight was 0.87. That of females with 10% less than normal body weight was 0.53, that of those with $5{\sim}99%$ less than normal body weight was 0.32, that of 4.9% those with ${\pm}f$ normal body weight was 0.14, that of those with 5.0 to 9.9% heavier body weights was 0.43, that of those with 10 to 19.9% heavier body weight was 0.65, that of those with $20{\sim}29.9%$ heavier body weight was 0.94 and that of those with more than 30% of normal body weight was 0.94. 2-4. The ridit of males who exercised everyday was 0.11, that of those who exercised three to four times a week was 0.25, that of those exercising once or twice a week was 0.48, and that of those who never exercised was 0.80. The ridit of females exercising everyday was 0.08, that of those exercising three to four times a week was 0.21, that of those exercising one to two times was 0.35 and that of those who never exercised was 0.72. 2-5. The ridit of males who did not drink at all was 0.14, that of those who drank one or two cups of hard liquor(Soju) was 0.39, that of those who drank a half bottle of Soju was 0.56, that of those who darnk a bottle of Soju was 0.73 and that of those who drank two bottles of Soju was 0.96. The ridit of females who did not drink at all was 0.30, that of those who drank one or two cups of Soju was 0.70, that of those who drank a half bottle of Soju was 0.84, that of those who drank a bottle of Soju was 0.97 and that of those who drank more than two bottles of Soju was 0.99. 2-6 The ridit of males who did not smoke was 0.20, that of those who smoked one or two cigarettes was 0.44, that of those who smoked about ten cigarettes was 0.58, and that of those who smoked more than a pack of cigarettes was 0.85. The ridit of females who did not smoke at all was 0.90, that of those who smokes one or two cigarettes was 0.91, that of those who smoked about the cigarettes was 0.93 and that of those who smoked more than a pack of cigarettes was 0.96 3. The ridit of males who had healthy behavior in six categories was 0.43 and the average age of them was 45, that of those who had healthy behavior in five categories was 0.47 and the average age was 45, that of those who had healthy behavior in three categories was 0.50 and the average age was 43, that of those who had heathy behavior in two categories was 0.60 and the average age was 40, that of those who had healthy behavior in one category was 0.68 and the average age was 38, and that of those who did not have healthy behavior at all in six categories was 0.79 and the average age was 41. The ridit of females who had heathy behavior in six categories was 0.38 and the average age was 45, that of those who had healthy behavior in five categories was 0.40 and the average age was 44, that of those who had healthy behavior in four categories was 0.46 and the average age was 43, that of those who had healthy behavior in three categories was 0.52 and the average age was 44, that of those who had healthy behavior in two categories was 0.57 and the average age was 41, that of those who the healthy behavior in one category was 0.62 and the average age was 40, and that those who did not have healthy behavior in six categories was 0.79 and the average age was 43. 4. The health statues of the persons who the healthy behavior were better than those who did not have healthy behavior. If the people have healthy behavior in young age and they have healthy education continuously, they can live healthier lives.

• 기술혁신연구
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• 제17권1호
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• pp.1-48
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• 2009

최근 외환위기 이후 기업 R&D 투자의 실질증가율이 외환위기 이전의 절반에 가까운 평균 약 7.1%로 떨어지고 있으며, 대기업에 비해 중소기업에 대한 정부의 R&D 투자 지원이 상대적으로 유리한 데도 중소기업의 R&D 투자 비중은 줄어들고 있다. 또한 1990년대 중반부터 상위 3개 기업을 제외한 대기업 R&D 투자는 증가하지 않고 있어 대기업 간의 R&D 투자 양극화 현상이 나타나고 있다. 이러한 기업의 R&D 투자 현상의 원인이 무엇인지 분석해 볼 필요가 있다. 또한 정부의 R&D 직접 보조금 정책이나 조세지원 정책의 당위성에 대해서 이론적으로나 현실적으로 그 필요성이 인정되더라도 정책의 효율성에 대해서는 검증해 보아야 할 것이다. 본 연구에서는 우리 정부가 가장 보편적으로 활용하고 있는 R&D 보조금 지원제도와 조세지원제도가 과연 효과가 있는지를 실증 분석을 통해 검증해 보려고 한다. 특히 우리나라의 재정지원제도는 대기업과 중소기업 간에 차별적으로 적용되고 있기 때문에 기업 규모에 따른 정책 효과를 구분하여 분석한다. 본 연구의 실증 분석에 이용한 개별 기업의 R&D 데이터는 2002년에서 2005년까지 기업의 연구개발 활동에 대해 서베이 한 "과학기술연구개발활동조사보고"의 기업별 원시 패널 데이터 중에서 활용한 불균형(unbalanced) 패널 데이터이다. 각 기업의 보조금과 관련한 데이터는 "과학기술연구개발활동조사보고"의 서베이 데이터를 사용했으며, 조세지원을 나타내는 사용자 비용에 관한 데이터는 이론적 모형에서 도출하였다. 본 연구의 패널 데이터 분석은 고정효과 모형을 대기업, 중소기업 및 모든 기업에 각각 적용했다. 본 연구의 실증 분석 결과는 다음과 같다. 정부의 직접 보조금 지원은 대기업의 경우 R&D 투자를 늘리는 유인효과(crow이ng-in effect)를 보인데 반해, 중소기업은 R&D 투자를 줄이는 구축효과(crowding-out effect)가 나타났다. 그러나 대기업이나 중소기업 모두 정부의 보조금 지원정책에 대한 반응이 매우 비탄력적으로 추정되었기 때문에 R&D 보조금 지원정책이 기업의 R&D 투자에 미치는 영향은 매우 낮은 것으로 판단된다. 정부의 R&D 조세지원은 대기업과 중소기업의 R&D 투자를 유인하는 것으로 분석되었으며, 특히 중소기업보다 대기업의 R&D 촉진에 더 효과적인 것으로 나타났다. 조세지원으로 사용자 비용이 1% 감소하면 대기업은 R&D 투자를 0.99% 증가시키고, 중소기업은 0.054% 증가시키는 것으로 추정되었다. 본 연구의 분석 결과에서 시사하는 정부의 R&D 재정지원제도의 개선 방향은 다음과 같이 요약할 수 있다. 정부의 R&D 보조금은 기업의 R&D 투자를 구축하지 않도록 기업과 중복되지 않는 기초연구와 공공기술 지원에 국한해야 하며, 중소기업에 대해서는 R&D 인프라 구축과 기술정보지원 등 R&D 서버스(extension service) 지원에 초점을 두어야 할 것이다. 대기업에 대한 R&D 조세지원은 한시적으로 강화할 필요가 있다. 본 연구는 4개 연도의 기업 패널 데이터를 활용하였는데, 앞으로 정책의 효과를 장기간에 걸쳐 분석할 수 있는 거시 시계열 데이터를 활용한 분석의 보완이 필요하다. 또한 기업의 R&D 투자 촉진 외에도 일반 투자나 기타 목적을 위해 시행되고 있는 정부의 재정 정책들과의 대체 혹은 보완 관계의 여부를 검증해 볼 필요가 있다. 특히 중소기업의 시설투자 세액 공제와 R&D 투자 세액공제 제도의 혜택은 단기투자와 장기투자를 선택해야 하는 기업의 의사 결정에 영향을 줄 수 있다.

• Journal of Preventive Medicine and Public Health
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• 제24권3호
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• pp.441-458
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• 1991

공무원 및 사립학교교직원 의료보험과 직장의료보험에서 입원, 외래별 수진을, 건당진료비 (1985년 기준 불변가격), 건당진료일수 등의 장래예측을 통해 의료보험 진료비 안정화 방안을 마련하는데 기초자료로 제시하기 위하여, 이들의 $1979{\sim}89$년간 월별 통계자료를 이용, Box-Jenkins model인 ARIMA 모델을 적용하여 1994년 까지의 수진을, 건당진료비 및 건당진료일수를 예측한 결과를 요약하면 다음과 같다. 수진을, 건당진료비 및 건당진료일수의 ARIMA 모형을 제시하면 다음 표와 같다. 상기의 ARIMA 모형을 기초로하여 향후 5년간의 수진율을 예측한 결과, 공교의료보험 입원의 경우, 1989년의 실측치는 0.068건 이었으며, 1990년과 1991년은 0.068건, 1992년과 1993년은 0.069건, 1994년은 0.070건으로 연평균 0.7%정도 증가될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우, 1989년의 실측치는 3.487건이었으나 1990년은 3.530건, 1994년은 3.668건으로 연평균 1%정도 증가될 것으로 예측되었다. 직장의료보험 입원의 경우, 1989년의 실측치는 0.063건이었으며, 1990년부터 1994년까지 모두 0.063건으로 안정될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우 1989년의 실측치는 2.984건이었으나, 1990년은 3.016건, 1994년은 3.154건으로 연평균 1.1% 정도 증가될 것으로 예측되었다. 건당진료비의 향후 예측치는 12월을 기준으로하여 1985년 불변가격으로 공교의료보험 입원의 경우, 1989년의 실측치는 332,751원이었으나, 1990년은 345,938원, 1994년은 354,511원으로 연평균 0.6%정도 증가될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우, 1989년의 실측치는 11,925원이었으나, 1990년은 12,638원, 1994년은 12,904원으로 연평균 0.5%정도 증가될 것으로 예측되었다. 직장의료보험 입원의 경우, 1989년 실측치는 281,835원이었으나, 1990년은 282,524원, 1994년은 293,973원으로 연평균 1%정도 증가될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우, 1989년 실측치는 11,599원이었으나, 1990년부터 1994년까지 11,585원으로 안정될 것으로 예측되었다. 건당진료일수의 향후 예측치는 12월을 기준으로 하여 공교의료보험 입원의 경우, 1989년의 실측치는 13.79일이었으며, 1990년은 13.82일, 1993년과 1994년은 13.85일로 거의 안정될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우, 1994년까지 5일 정도로 안정될 것으로 예측되었다. 직장의료보험 입원의 경우, 1989년의 실측치는 12.23일이었으나, 1990년은 12.30일, 1994년은 12.85일로 연평균 1.1%정도 증가될 것으로 예측되었으며, 외래의 경우 1989년의 실측치는 4.61일이었으며 1990년부터 1994년까지 4.60일로 안정될 것으로 예측되었다.

• 대한핵의학회지
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• 제28권3호
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• pp.357-363
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• 1994

1990년 1월부터 1992년 12월까지 서울대학교병원 소아과 및 소아외과에 황달을 주소로 입원하여 원인이 규명되었던 70명의 환아들에서 $^{99m}Tc$-DISIDA 신티그라피와 초음파검사를 실시하여 다음과 같은 성적을 얻었다. 1) 선천성 담도폐쇄증 30명 전예에서 소장방사능이 관찰되지 않았고 신생아간염 40명 중 31예에서 소장 방사능이 관찰되어 소장방사능의 유무에 따른 선천성 담도폐쇄증의 진단은 예민도 100% 특이도 78%, 정확도는 87%이었다. 2) 소장방사능이 관찰되지 않았던 환아에서 간정체 지표는 선천성 담토폐쇄증 16예가 $1.5{\pm}0.6$으로 신생아간염 7예의 $1.2{\pm}0.2$보다 높았고(p<0.05), 신생아간염의 간정체지표의 2표준편차 상한값인 1.5보다 높은 간정체지표를 보인 경우는 7예로 모두 선천성 담도폐쇄증이었다. 그러나 간정체지표가 1.5 이하인 16명중 9예는 선천성 담도폐쇄증, 7예는 신생아간염으로 이들에서는 간정체지표로 구별되지 않았다. 3) 간기능장애를 나타내는 요소를 분석하였을 때 간섭취도는 선천성 담도폐쇄증과 신생아간염에서 유의한 차이가 없었다. 연령과 간섭취지표는 일정한 상관관계가 없었고 총 빌리루빈치와 간섭취지표는 간섭취도가 정상인 환아의 총빌리루빈치가 상대적으로 낮다는 소견 이외에는 일정한 상관관계가 없었다. 신생아간염에서 소장방사능이 보이는 31예의 연령이 $2.1{\pm}0.7$ 개월로 보이지 않는 9예의 연령평균 $1.7{\pm}0.5$개월 보다 많았다(P<0.01). 4) 간섭취지표와 간정체지표와의 관계는, 간섭취지표가 높을 때 즉 간기능 저하가 심할 때 간정체지표가 높으면 즉 간섭취에이은 간정체가 일정이상 수준이면 신생아간염보다 선천성 담도폐쇄증일 가능성이 높았다. 이상의 결과로 연령이 증가하면 선천성 담도폐쇄증환아의 간기능이상은 진행하지만 신생아간염환아의 간기능장애의 정도는 연령과 무관하여, 간섭취지표로 기능을 평가하고 간정체지표로 판독하면 선천성 담도폐쇄증을 감별할 수 있다고 생각하였다. 그러나 간기능저하가 가볍고 간정체지표가 좋지 않을 때에는 역시 구별되지 않아 다른 검사결과를 참조한 임상판단에 의존하여야 할 것이며 수술적 간담도 조영술의 대상 예로 삼아야 한다고 생각하였다. 이 연구의 결과를 통하여 신생아에서 발생하는 황달의 원인을 규명하는데, $^{99m}Tc$-DISIDA 신티그라피가 유용한 검사법이며, 소장방사능이 관찰되지 않는 경우에는 간정체지표와 간섭취지표와의 관계를 고려하여 간섭취지표보다 간정체지표가 상대적으로 좋을 경우 선천성 담도폐쇄증의 가능성이 높아 감별에 도움되는 소견으로 사용할 수 있을 것으로 생각하였다.

• 인터넷정보학회논문지
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• 제16권1호
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• pp.47-55
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• 2015

최근, 병원정보시스템의 환경은 다양한 스마트 기술을 접목하고 있는 추세이다. 따라서, 스마트 폰, 테블렛 PC와 같은 다양한 스마트 디바이스가 의료 정보 시스템에 활용된다. 또한, 이러한 환경은 이기종 센서, 디바이스, 시스템 및 네트워크에서 실행되는 다양한 응용 프로그램으로 구성된다. 이들 병원 정보 시스템 환경에서, 기존의 접근 제어 방식에 의한 보안 서비스를 적용하는 것은 문제가 된다. 기존 보안 방식의 대부분은 접근제어 리스트 구조를 사용한다. 이는 클라이언트 이름, 서비스 객체 메소드 이름으로 접근 제어 매트릭스에 의해 정의된 접근만을 허용한다. 가장 큰 문제점으로는 정적인 접근 방법은 변화되는 상황에 신속하게 적응하지 못한다. 따라서, 우리는 보다 유연하고, 매우 상이한 보안 요구와 다양한 환경에 적용 할 수 있는 새로운 보안 메커니즘을 필요로 한다. 또한, 환자중심의 의료 서비스 형태로 변화되고 있어, 이를 해결하기 위한 연구가 요구된다. 본 논문에서는 스마트 모바일 환경에서 의료정보 동적접근 시스템을 제안하고자 한다. 우리는 기존 병원정보 시스템의 환경을 기반으로 동적접근 제어 방법으로 의료정보 시스템에 접근하는 방법에 중점을 두었다. 물리적인 환경은 모바일 x-ray 영상 디바이스와 전용 모바일 스마트 디바이스, PACS, EMR 서버와 인증 서버로 구성하였다. 소프트웨어 환경은 모바일 X-ray영상기기는 Windows7 OS를 기반으로 동기화 및 모니터링 서비스를 위해 .Net Framework를 기반으로 개발하였다. 그리고 전용 스마트 디바이스는 Android OS를 기반으로 JSP와 Java SDK를 통한 동적접근 응용 서비스를 구현하였다. 병원의 의료영상정보 서버와 모바일 X-ray영상기기, 전용 스마트 디바이스간의 의료정보는 의료영상정보 표준인 DICOM을 기준으로 한다. 또한 EMR 정보는 H7을 기반으로 한다. 동적접근 제어 서비스를 제공하기 위해, 우리는 산소포화도, 심박수, 혈압과 체온과 같은 생체 정보의 값에 대한 조건에 의해 환자의 상황을 분류하고, 의료진의 의료정보 접속 인증 방법으로 동적인 접근 방법을 설계했다. 이는 일반 상태와 응급상태로 2부분으로 구분하여 이벤트 추적 다이어그램으로 보였다. 그리고, 인증 정보는 ID/PWD와 위치, 역할, 작업시간 그리고 응급 환자를 위한 응급 코드를 포함하였다. 동적접근 제어 방법의 일반적인 상황은 인증 정보의 값에 의해 의료정보에 접근 할 수 있다. 그러나 응급상황의 경우는 인증 정보 없이 응급 코드에 의해 의료정보에 접근하도록 하였다. 또한, 우리는 의료정보 표준에 따라 환자, 의료진 및 의료 영상 정보로 구성되는 의료정보 통합 데이터베이스 스키마를 구축했다. 끝으로, 우리는 제안 시스템의 수행 결과를 일반과 응급상황과 같은 환자의 상태에 따라 스마트 디바이스 기반으로 동적접근 응용 서비스의 유용성을 보였다. 특히, 제안 된 시스템은 동적 액세스 제어 방법에 의해 응급상황에서 스마트 디바이스기반의 효과적인 의료 정보 서비스를 제공한다. 이 결과, 제안한 시스템이 u-병원 정보 시스템과 서비스에 유용할 것으로 기대한다.