• 자원환경지질
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• 제57권2호
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• pp.185-204
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• 2024

이 연구는 국토교통부에서 수행하고 있는 골재자원조사를 통해 2023년까지 조사된 하천, 육상골재에서 천연모래의 약 4,800여 품질시험자료를 분석하여 국내 모래의 지질학적, 물리적, 화학적 특성을 평가하였다. 모래층을 포함하고 있는 국내 제4기 미고결 퇴적층의 평균심도는 10m 내외이다(최대 66m). 퇴적층 내에서의 모래층의 두께는 0.5m~4.0m 구간이 약 70%로 가장 우세하다. 모래층에서의 모래, 자갈, 점토는 대체로 60:20:10의 비율로 나타나며, 모래의 주구성광물은 석영, 사장석, K-장석이며, 부구성광물로는 백운모, 흑운모, 녹니석, 자철석, 녹염석 등이다. 석영은 약 45~75%, 사장석과 K-장석은 각각 약 5~20%, 그 외의 부구성광물은 10% 이내이다. 국내 모래의 평균 입도는 0.5mm~1.0mm로 모래시료의 약 44%가 이에 속한다. 1.0mm~1.5mm 입도는 전체모래의 19%, 0.125mm~0.25mm 입도는 전체모래는 약 9%를 점유하고 있다. 골재로 활용하기 위한 모래의 품질 기준에서 보면 흡수율, 안정성의 거의 모든 모래층에서 품질기준에 적합한 것으로 판정되며, 절대건조밀도는 약 66%가 적합하다.

• Journal of Animal Science and Technology
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• 제55권5호
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• pp.373-380
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• 2013

본 연구는 한우의 생체상태에서 부분육 생산량 예측모형을 개발하고자 실시하였다. 농협중앙회 한우개량사업소에서 후대 검정한 한우 거세우 874두의 24개월령에 측정된 체척자료를 통하여 24개월령에 도축된 부분육 중량과 수율을 예측하는 모형을 발굴하였다. 부분육은 대분할 중량과 수율을 이용하였으며, 부분육 수율은 도체중 대비 생산량으로 구하였다. 부분육 형질에 영향하는 환경효과 분석을 위하여 범주형 변량과 공변량을 각각 도축일, 도축일령으로 하였다. 분산분석 결과 부분육 중량과 수율 모두 도축일 효과가 유의하였으며 (P<0.01), 도축일령 효과는 우둔중량만 유의성 (P<0.05)을 나타냈다. 상관분석 결과에서는 안심, 등심 및 갈비의 중량은 흉위와 각각 0.54, 0.74 및 0.80의 높은 상관관계를 나타냈으므로 흉위가 커지면 선호도가 높은 안심, 등심 및 갈비의 중량도 증가될 것으로 사료된다. 등지방두께는 갈비를 제외한 모든 부분육 수율과부의 상관관계 (-0.22~-0.44)를 나타냈다. 안심의 수율은 체고(0.07), 십자부고 (0.07)를 제외한 나머지 체척형질들과 부의 상관관계를 나타냈으며, 등심의 수율은 흉폭 (0.03), 고장 (0.06), 곤폭 (0.03)을 제외한 나머지 체척형질들과 부의 상관을 나타냈다. 갈비의 수율과 흉위는 0.21의 정의 상관을 나타냈다. 부분육 생산량 예측을 위한 회귀모형에서 설명변량으로 10개의 체척 값을 이용하였다. 회귀분석은 회귀식의 유의성이 인정되는 범위에서 회귀모형의 적합도를 나타내는 결정계수의 값이 가장 높고 $C_p$ 값이 가장 적은 시점에서 변수를 선택하였으며, 분석결과 10가지의 체척치 중 체고, 체장, 고장, 좌골폭 및 흉위가 안심과 등심의 생산량 예측에 중요한 형질인 것으로 나타났다. 특히 흉위는 모든 부분육 중량을 추정하는 회귀식에 설명변량으로 선택이 되었다.

• 한국조경학회지
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• 제47권3호
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• pp.31-38
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• 2019

본 연구는 남부지방에 흔히 식재하는 3개 조경수종을 대상으로 직접수확법을 통해 개방 생장하는 개체별 탄소저장 및 흡수를 계량화하고, 수종별 생장에 따른 탄소저감을 용이하게 산정하는 계량모델을 개발하였다. 연구 수종은 탄소저감 정보가 부재하는 동백나무, 배롱나무, 가시나무 등이었다. 유목에서 성목에 이르는 일정 간격의 줄기직경 규격을 고려하여 수종별로 10개체씩, 총 30개체의 수목을 구입하였다. 그리고 근굴취를 포함하는 직접 벌목을 통해 해당 개체의 부위별 및 전체 생체량을 실측하고, 탄소저장량을 산정하였다. 수종별 흉고직경 내지 근원직경의 줄기 원판을 채취하여 직경생장률을 분석하고, 연간 탄소흡수량을 산출하였다. 줄기직경을 독립변수로 생장에 따른 수종별 단목의 탄소저장과 연간 탄소흡수를 산정하는 활용 용이한 계량모델을 도출하였다. 이들 계량모델의 $r^2$은 0.94~0.98로서 적합도가 높았다. 흉고직경 10cm인 가시나무 단목의 탄소저장량과 연간 탄소흡수량은 각각 24.0kg/주 및 4.5kg/주/년이었다. 근원직경 10cm인 동백나무와 배롱나무의 경우는 각각 11.2kg/주 및 2.6kg/주/년, 8.1kg/주 및 1.2kg/주/년이었다. 이 탄소저장량은 가시나무 약 42L, 동백나무 20L, 배롱나무 14L의 휘발유 소비에 따른 탄소 배출량에 상당하였다. 또한, 상기한 직경의 가시나무, 동백나무 및 배롱나무 한 그루는 매년 각각 8L, 5L, 2L의 휘발유 소비에 따른 탄소 배출량을 상쇄하는 역할을 담당하였다. 본 연구는 식재 수목의 직접 벌목과 근굴취의 난이성을 극복하고, 남부지방 대상 조경수종의 생체량 및 탄소저감을 계량화하는 새로운 초석을 마련하였다.

• Applied Biological Chemistry
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• 제48권1호
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• pp.82-88
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• 2005

새로운 2-alkoxyphenyl-3-phenylthioisoindoline-1-one 유도체(A & B)들의 치환기 변화에 따른 저항성(RPC; 95CC7303)과 감수성(SPC; 95CC7105) 고추역병 균주(Phyto pthora capsici)들의 살균활성에 대한 3차원적인 정량적 구조-활성관계(3D-QSAR)를 비교 분자장 분석(CoMFA) 방법으로 연구하였다. 정렬방법에 따라 field fit(FF) 보다는 atom based fit(AF) 정렬시에 양호한(AF>FF) 모델, A3 및 A7을 얻을 수 있었다. AF 정렬시, 부가적 설명인자로서 HOMO 및 LUMO 분자 궤도장이 추가된 H-bond와 standard field에서 유도된 균주별 두 모델의 cross-validated $r^2\;_{cv.}$값$(q^2=0.625{\sim}0.834)$과 non cross-validated 값$(r^2_{ncv.}=0.894{\sim}0.915)$에 근거하여 SPC 균주의 살균활성에 대한 모델, A7이 RPC 균주의 살균활성에 대한 모델, A3보다 양호한 예측성(q2)을 나타내었다. 두 균주에 대한 살균활성은 분자의 입체장$(66.8{\sim}82.8%)$, 정전기장$(10.3{\sim}4.6%)$ 그리고 분자 궤도장(SPC: HOMO, 12.6% 및 RPC: LUMO, 22.9%)이 영향을 미치는 중요한 요소이었다. 두 균주에 대한 선택성은 N-phenyl 고리상 ortho, meta-위치의 양하전과 S-phenyl 고리상 치환기의 친수성의 크기에 의존적이었다.

• 한국조경학회지
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• 제42권5호
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• pp.13-21
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• 2014

본 연구는 중부지방 도시에 흔히 식재하는 5개의 향토 조경수종을 대상으로, 직접수확법을 통해 수종별 탄소의 저장 및 연간 흡수를 용이하게 산정하는 계량모델을 제시하고, 도시녹지의 탄소저감 효과를 계량화하는데 필요한 기반정보를 구축하였다. 연구대상 수종은 탄소저감 관련 정보가 전무한 이팝나무, 살구나무, 전나무, 산수유, 주목 등이었다. 유목에서 성목에 이르는 일정 간격의 줄기 직경 크기를 고려하여 수종별로 10개체씩, 총 50개체의 수목을 구입하였다. 그리고, 근굴취를 포함하는 직접수확법에 의해 개체당 부위별 및 전체 생체량을 산정하고 탄소저장량을 산출하였다. 수종에 따라 흉고직경 또는 근원직경 부위의 줄기 원판을 채취하여, 직경생장을 분석하고 연간 탄소흡수량을 산정하였다. 직경을 독립변수로 생장에 따른 수종별 단목의 탄소저장 및 연간 탄소흡수를 산출하는 활용 용이한 계량모델을 유도하였다. 이들 회귀식의 $r^2$은 0.92~0.99로서 적합도가 높았다. 흉고직경 10cm인 단목의 탄소저장량 및 연간 탄소흡수량은 이팝나무가 각각 20.0kg/주 및 5.9kg/주/년으로서 가장 많았고, 다음으로 살구나무 17.5kg/주 및 4.5kg/주/년, 전나무 13.2kg/주 및 1.8kg/주/년 등의 순이었다. 근원직경 10cm인 산수유와 주목의 경우는 각각 9.3kg/주 및 3.2kg/주/년, 6.3kg/주 및 0.6kg/주/년이었다. 이 탄소저장량은 이팝나무, 살구나무 및 전나무의 경우 23~35L의 휘발유 소비, 그리고 산수유 및 주목은 11~16L의 휘발유 소비로부터 배출되는 탄소량에 상당하였다. 또한, 상기한 직경의 이팝나무, 살구나무 및 산수유 한 그루는 6~10L의 휘발유 소비, 그리고 전나무와 주목의 경우는 1~3L의 휘발유 소비로부터 배출되는 탄소량을 해마다 상쇄하는 역할을 담당하였다. 본 연구는 도시 조경수의 직접 벌목과 근굴취의 난이성을 극복하므로써, 대상 수종의 생체량을 포함하는 탄소저감을 용이하게 계량화하기 위한 새로운 초석을 마련하였다.

• Korean Journal of Health Education and Promotion
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• 제2권1호
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• pp.31-61
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• 2000

Introduction. Despite the fact that half of premature deaths are caused by unhealthy lifestyles such as smoking tobacco, sedentary lifestyle, alcohol and drug abuse and poor nutrition, there are no theoretical models which accurately explain these health promotion related behaviors. This study tests a new model of health behavior called the Model of Health Promotion Behavior. This model draws on elements and frameworks suggested by the Health Belief Model, Social Cognitive Theory, the Theory of Planned Action and the Health Promotion Model. This model is intended as a general model of behavior but this first test of the model uses amount of exercise as the outcome behavior. Design. This study utilized a cross sectional mail-out, mail-back survey design to determine the elements within the model that best explained intentions to exercise and those that best explained amount of exercise. A follow-up questionnaire was mailed to all respondents to the first questionnaire about 10 months after the initial survey. A pretest was conducted to refine the questionnaire and a pilot study to test the protocols and assumptions used to calculate the required sample size. Sample. The sample was drawn from 2000 eligible participants at two blue collar (utility company and part of a hospital) and two white collar (bank and pharmaceutical) companies located in Southeastern Michigan. Both white collar site had employee fitness centers and all four sites offered health promotion programs. In the first survey, 982 responses were received (49.1％) after two mailings to non-respondents and one additional mailing to secure answers to missing data, with 845 usable cases for the analyzing current intentions and 918 usable cases for the explaining of amount of current exercise analysis. In the follow-up survey, questionnaires were mailed to the 982 employees who responded to the initial survey. After one follow-up mailing to non-respondents, and one mailing to secure answers to missing data, 697 (71.0％) responses were received, with 627 (63.8％) usable cases to predict intentions and 673 (68.5％) usable cases to predict amount of exercise. Measures. The questionnaire in the initial survey had 15 scales and 134 items; these scales measured each of the variables in the model. Thirteen of the scales were drawn from the literature, all had Cronbach's alpha scores above .74 and all but three had scores above .80. The questionnaire in the second mailing had only 10 items, and measured only outcome variables. Analysis. The analysis included calculation of scale scores, Cronbach's alpha, zero order correlations, and factor analysis, ordinary least square analysis, hierarchical tests of interaction terms and path analysis, and comparisons of results based on a random split of the data and splits based on gender and employer site. The power of the regression analysis was .99 at the .01 significance level for the model as a whole. Results. Self efficacy and Non-Health Benefits emerged as the most powerful predictors of Intentions to exercise, together explaining approximately 19％ of the variance in future Intentions. Intentions, and the interaction of Intentions with Barriers, with Support of Friends, and with Self Efficacy were the most consistent predictors of amount of future exercise, together explaining 38％ of the variance. With the inclusion of Prior Exercise History the model explained 52％ of the variance in amount of exercise 10 months later. There were very few differences in the variables that emerged as important predictors of intentions or exercise in the different employer sites or between males and females. Discussion. This new model is viable in predicting intentions to exercise and amount of exercise, both in absolute terms and when compared to existing models.

• 한국산림과학회지
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• 제66권1호
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• pp.16-36
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• 1984

화강암질풍화토(花崗岩質風化土)의 미교란(未攪亂) 시료(試料)를 사용하여 일면(一面) 직접(直接) 전단시험(剪斷試驗)으로 측정(測定)한 전단강도(剪斷强度)와 함수비(含水比), 간극비(間隙比), 건조밀도(乾燥密度), 비중(比重)과의 관계(關係)를 통계(統計) 분석(分析)하였고, 화강암질풍화토(花崗岩質風化土)의 사방시공지(砂防施工地)에 식재(植栽)된 리기다소나무림(林)과 리기테-다소나무림(林)에서 토양단면(土壤斷面)을 만들어 산중식토양경도계(山中式土壤硬度計)로 토양(土壤)의 견밀도(堅密度)를 측정(測定)하고 수근분포(樹根分布)를 조사(調査)하여 통계(統計) 분석(分析)한 결과(結果) 다음과 같다. 1) 함수비(含水比), 간극비(間隙比)와 전단강도(剪斷强度) 간(間)에는 유의적(有意的)인 부(負)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 2) 건조밀도(乾燥密度)와 전단강도(剪斷强度) 사이에는 정(正)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 3) 비중(比重)과 전단강도(剪斷强度) 간(間)에는 유의적(有意的)인 상관관계(相關關係)를 인정(認定)할 수 없었다. 4) 전단강도(剪斷强度)에 영향(影響)을 미치는 영향요소(影響要素)의 직접효과(直接效果)의 크기는 함수비(含水比)>간극비(間隙比)>건조밀도(乾燥密度)의 순위(順位)이다. 5) 다중선형(多重線型) 회귀방정식(回歸方程式)의 분산분석결과(分散分析結果) 함수비(含水比)만이 회귀성(回歸性)이 인정(認定)되므로 함수비(含水比)를 독립변수(獨立變數)로 하여 전단강도(剪斷强度)를 추정(推定)하기 위한 회귀방정식(回歸方程式)은 제한(制限)된 건조밀도(乾燥密度)의 범위내(範圍內)에서 적합도(適合度)가 매우 높게 평가(評價)되었다. 6) 토양(土壤)의 견밀도(堅密度)는 토심(土深)이 깊어짐에 따라 높아진다. 7) 토양(土壤)의 지표경도(指標硬度)와 수근수(樹根數) 간(間)에는 유의적(有意的)인 부(負)의 상관(相關)이며 직접적(直接的)인 관계(關係)에 있었다. 8) 리기다소나무와 리기테-다소나무의 수근(樹根)은 토심(土深) 20cm까지에 대부분 분포(分布)하고 있었다. 9) 리기다소나무림(林)과 리기테-다소나무림(林)에서 측정(測定)한 토양(土壤)의 지표경도(指標硬度)를 독립변수(獨立變數)로한 회귀방정식(回歸方程式)으로 수근수(樹根數)를 추정(推定)할 수 있었으나 낮은 적합도(適合度)를 나타내었다.

• Asia Marketing Journal
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• 제12권2호
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• pp.27-52
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• 2010

그동안 기업의 사회적 책임활동에 대한 척도개발이 국·내외적으로 일부 연구자들에서 수행되어져 왔지만, 기업의 사회적 책임활동을 측정하고 있는 구성개념(측정항목)들에 대한 이론적 배경의 결핍과 기업의 네 가지 사회적 책임활동 차원이 과연 서로 이질적인 차원인지에 대한 의문이 제기되었다. 또한, 기업의 사회적 책임활동과 관련된 지난 30년간 발표된 정량적 분석에 의하면, 대부분의 연구들이 측정항목과 방법론 측면에서 많은 문제점을 보이고 있다. 이처럼 기업의 사회적 책임활동 (CSR)에 대한 학문적 관심은 오래 지속되고 있지만, 기업의 사회적 책임차원 (경제적, 법률적, 윤리적, 자선적 책임)에 대하여 소비자들이 어떻게 바라보는지, 혹은 어떻게 인지하는지에 대해 측정할 수 있는 척도가 미흡한 실정이다. 특히 기업의 사회적 책임활동에 대한 척도가 서구사회 위주로 개발되어 국내에서 인용되다보니, 국내 특성에 맞는 기업의 사회적 책임활동을 측정할 수 있는 척도가 미흡하였다. 이에 본 연구는 다양한 이해관계들을 대상을 집단면접(FGI)을 실시하여 국내 상황에 맞는 척도를 개발하였고, 본 연구에서 개발된 새로운 척도가 기존 척도에 비하여 더 높은 예측력을 지니는지를 간접적으로 증명하였다. 본 연구결과를 통해 새롭게 개발된 기업의 사회적 책임활동에 대한 척도는 다음과 같다. 우선, 경제적 책임은 '제품의 품질개선 노력', '고객의 불평처리에 대한 체계구축', '이윤창출을 통한 국가 경제발전 이바지', '고용창출 노력', 법률적 책임으로는 '법적기준 준수', '직원들의 복지추구와 고용 관련법 준수', '명시된 계약적 책임이행', '기업경영 관련법 준수', '소비자보호법 준수', 윤리적 책임으로는 '윤리강령 지침마련', '과장광고나 허위광고', '투명경영', '사업파트너와의 공정한 거래', 자선적 책임으로는 '지역사회와의 협력사업', '스포츠 및 문화활동 지원', '지역사회 봉사', '사회환원' 등이다. 연구결과는 국내 기업들에게 경제적 책임활동의 중요성을 다시 한 번 인지시키고 있으며, 특히 국내 기업들에게 자사의 사회적 책임활동을 진단하는데 중요한 실무적인 시사점을 제시할 것이다.

• Journal of the Korean Wood Science and Technology
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• 제13권1호
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• pp.19-62
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• 1985

본(本) 시험(試驗)은 국내(國內) 활엽수로서 중요한 참나무속(屬)의 상수리나무와 침엽수(針葉樹)의 대표적(代表的) 수종(樹種)인 소나무를 공시목(公試木)으로 선정(選定)하여 곡목가공분야(曲木加工分野)에서 널리 이용(利用)하는 자비법(煮沸法)과 증자법(蒸煮法)에 의한 휨가공성(加工性)을 조사(調査)하고, 이에 관련(關聯)된 인자(因子)로서 변(邊) 심재(心材), 연륜각도(年輪角度), 연화처리온도(軟化處理溫度), 연화처리시간(軟化處理時間), 목재함수율(木材含水率) 및 목재결함(木材缺陷) 등(等)의 영향(影響)과 휨가공(加工)후의 곡율반경변화(曲率半經變化) 및 약제처리(藥劑處理)에 의한 휨가공성(加工性)의 개선방법(改善方法)을 구명(究明)하기 위하여 실시(實施)되었다. 이 때 사용(使用)된 자비(煮沸)와 증자처리용(蒸煮處理用) 시편(試片)의 크기는 두께와 너비 15mm, 길이 350mm이고 약제처리용시편(藥劑處理試片)의 크기는 두께 5mm, 너비 10mm 및 길이 200mm로 제작(製作)하였으며, 시편(試片)의 함수율(含水率)은 자비처리(煮沸處理)에는 생재(生材)를 사용(使用)하고 증자처리(蒸煮處理)에는 15%로 조습(調濕)된 건조재(乾燥材)를 사용(使用)하였다. 또한 약제처리(藥劑處理)는 포화요소용액(飽和尿素溶液), 35% 포르말린 용액(溶液), 25% 폴리에칠렌(400) 수용액(水溶液) 및 25% 암모니아수에 5일간(日間) 상온(常溫)으로 침지(浸漬)한 우 휨가공(加工)을 행하였다. 본(本) 시험(試驗)에서 얻은 결과(結果)를 요약(要約)하면 다음과 같다. 1. 상수리나무와 소나무의 목재내부온도(木材內部溫度)는 자비(煮沸) 또는 증자처리시간(蒸煮處理時間)에 따라 초기(初期) 약(約) $30^{\circ}C$까지 완만(緩慢)한 상승(上昇)을 보이다가 그 후 직선적(直線的)으로 급상승(急上昇)하며 후기(後期) $80{\sim}90^{\circ}C$부터는 다시 완만(緩慢)해지는 경향(傾向)을 나타냈다. 2. 최종온도(最終溫度) $100^{\circ}C$까지 도달(到達)하는 데 소요(所要)되는 연화처리시간(軟化處理時間)은 목재(木材)의 두께에 비례(比例)하며 두께 15mm 각재(角材)에 대한 $25^{\circ}C$에서 $100^{\circ}C$까지의 소요시간(所要時間)은 상수리나무 9.6~11.2분(分), 소나무 7.6~8.1분(分)으로서 소나무의 연화속도(軟化速度)가 보다 빠르게 나타났다. 3. 증자처리시간(蒸煮處理時間)의 경과(經過)에 따른 목재(木材)의 함수율증가경향(含水率增加傾向)은 처음 약(約)4분(分)까지 급증(急增)하나 그후 점차(漸次) 둔화(鈍化)되어 상수리나무는 20분(分), 소나무는 15분경(分頃)부터 거의 직선적(直線的)으로 완만(緩慢)하게 증가(增加)하는 경향(傾向)을 나타냈다. 두께 15mm 각재(角材)에 대한 초기함수율(初期含水率) 15%에서 50분간(分間) 증자처리(蒸煮處理) 후의 함수율증가량(含水率增加量)은 상수리나무 3.6%, 소나무 7.4%로서 소나무의 흡습속도(吸濕速度)가 빠르게 나타났다. 4. 자비처리시간(煮沸處理時間)이 경과(經過)함에 따라 두 수종(樹種) 모두 기계적(機械的) 성질(性質)이 현저하게 감소(減少)하였으며, 60분간(分間) 자비처리(煮沸處理)에 의한 기계적(機械的) 성질(性質)의 감소율)減少率)은 압축강도(壓縮强度) 35.6~45.0%, 인장간도(引張强度) 12.5~17.5%, 휨강도(强度) 31.6~40.9% 및 휨탄성계수(彈性係數) 23.3~34.6%로 나타났다. 5. 변재(邊材)와 심재별(心材別) 최소곡률반경(最小曲律半徑)은 각각(各各) 상수리나무에서 60~80mm 및 90mm, 소나무에서 260~300mm 및 280~300mm로 두 수종(樹種) 모두 변재(邊材)의 휨가공성(加工性)이 양호하였다. 6. 상수리나무의 정목재(柾木材)와 판목재별(板目材別) 최소곡률반경(最小曲律半徑)은 모두 60~80mm로서 차이(差異)가 없었으나 소나무에서는 각각(各各) 240~280mm 및 260~300mm로 정목재(柾木材) 휨가공성(加工性)이 양호하였다. 7. 연화처리온도(軟化處理溫度)가 증가(增加)할수록 상수리나무와 소나무 모두 휨가공성(加工性)이 향상(向上)되었으며 휨가공(加工)을 위한 최저처리온도(最低處理溫度)는 각각(各各) $90^{\circ}C$ 및 $80^{\circ}C$로서 처리온도(處理溫度)에 대한 의존도(依存度)는 상수리나무에서 약간 높게 나타났다. 8. 연화처리시간(軟化處理時間)이 증가(增加)할수록 상승온도(上昇溫度)와 상응(相應)하여 휨가공성(加工性)을 향상(向上)시켰으나 최종온도(最終溫度)에 도달(到達)한 후에도 계속 연화(軟化)을 지속(持續)해야 비로서 최적연화상태(最適軟化狀態)를 나타냈다. 휨가공(加工)을 위한 최소처리시간(最少處理時間) 두께 15mm 각재(角材)에 대하여 상수리나무에서 자비처리시(煮沸處理時) 10분(分), 증자처리시(蒸煮處理時) 30분(分) 및 소나무에서 자비처리시(煮沸處理時) 10분(分), 증자처리시(蒸煮處理時) 20분(分)으로 나타났다. 9. 휨가공(加工)을 위한 상수리나무의 적정함수율(適定含水率)은 20%로 나타났으며 섬유포화점(纖維飽和點) 이상(以上)에서는 오히려 휨가공성(加工性)이 저하(低下)되었다. 반면(反面)에 소나무의 적정함수율(適定含水率)은 30% 이상(以上)을 필요(必要)로 하였다. 10. 본(本) 시험(試驗)에서 얻은 최적조건(最適條件)(Table 19)으로 휨가공(加工)을 실시(實施)한 결과(結果) 상수리나무의 최소곡률반경(最小曲律半徑)은 자비처리시(煮沸處理時) 80 mm, 증자처리시(蒸煮處理時) 50 mm이고 소나무에서는 자비처리시(煮沸處理時) 240 mm, 증자처리시(蒸煮處理時) 280 mm로서 상수리나무는 증자처리(蒸煮處理)의 연화효과(軟化效果)가 양호하였으나 소나무는 자비처리(煮沸處理)가 양호하였다. 11. 인장대철(引張帶鐵) 사용(使用)하지 않았을 경우 상수리나무와 소나무의 시편(試片)두께(t)와 최소곡률반경(最小曲律半徑)(r)의 비(比)(r/t)는 각각(各各) 자비처리시(煮沸處理時) 16.0 및 21.3, 증자처리시(蒸煮處理時) 17.3 및 24.0으로 나타났으나 인장대철(引張帶鐵) 사용(使用)하였을 때는 각각(各各) 자비처리시(煮沸處理時) 5.3 및 16.0, 증자처리시(蒸煮處理時) 3.3 및 18.7로서 휨가공성(加工性)의 현저한 향상(向上)을 나타냈다. 12. 미소(微小)한 옹이의 위치별(位置別) 상수리나무의 휨가공성(加工性)에 미치는 영향(影響)은 매우 심하게 나타났는 데 특히 옹이의 의치(位置)를 휨재(材)의 압축측(壓縮側)에 두고 곡률반경(曲律半徑) 100 mm로 휨가공(加工)하였을 때는 파양율(破壤率)이 90%로서 거의 휨가공(加工)이 불가능(不可能)하였다. 그러나 옹이를 인장측(引張側)에 두었을 경우에는 파양율(破壤率)이 10%에 불과(不過)하였다. 13. 곡률반경(曲律半徑) 300 mm로 휨가공(加工) 후 30 일간(日間) 실내조건(室內條件)에서 방치(放置)하였을 때의 곡률반경변화율(曲律半徑變化率)은 자비처리시(煮沸處理時) 4.0~10.3%, 증자처리시(蒸煮處理時) 13.0~15.0%로서 증자처리(蒸煮處理)에 의한 복원현상(復元現象)이 자비처리(煮沸處理)보다 심하게 나타났으며 에폭시수지(樹脂)를 도포(塗布)하여 방습처리(防濕處理) 하였을 경우에는 곡률반경변화율(曲律半徑變化率)이 -10~0%에 불과(不過)하였다. 14. 약제처리(藥劑處理)에 의한 가소성(可塑性) 효과(效果)는 35% 포르말린 용액(溶液)과 25% 폴리에칠렌 글리콜(400) 수용액(水溶液)에서는 나타나지 않았고 포화요소용액(飽和尿素溶液)과 25% 암모니아수에서는 나타났으나 증자처리(蒸煮處理)의 효과(效果)에는 미치지 못하였다. 그러나 약제처리(藥劑處理) 후 증자처리(蒸煮處理)를 병용실시(倂用實施)하였을 때는 증자처리(蒸煮處理)보다 10~24% 휨가공성(加工性)이 향상(向上)되었다. 15. 소서계수(塑性係數)와 곡률반경(曲律半徑)과의 관계(關係)는 하중(荷重)-변형계수(變形係數), 변형계수(變形係數) 및 에너지계수(係數) 모두 1% 수준(水準)에서 유의적(有意的)인 상관(相關)이 인정(認定)되므로 휨 가공용재(加工用材)의 품질지표(品質指標)로서 적합(適合)하였고 적합도(適合度)는 하중(荷重)-변형계수(變形係數), 에너지계수(係數) 및 변형계수(變形係數)의 순(順)으로 크게 나타났다.