多元統(tǒng)計方法在評價《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》中的應(yīng)用.pdf

1、目的：《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》(以下簡稱《學(xué)報》)是河北醫(yī)科大學(xué)主辦的醫(yī)學(xué)學(xué)術(shù)期刊，是河北醫(yī)科大學(xué)對外學(xué)術(shù)交流的窗口。作為河北醫(yī)科大學(xué)整體教學(xué)、科研和臨床工作的有機組成部分，其基本任務(wù)是反映我校教學(xué)、科研和臨床成果，并通過這種反映來推動教學(xué)、科研和臨床事業(yè)的發(fā)展，促進教師和科研隊伍的成長，推動我國醫(yī)學(xué)科學(xué)的發(fā)展?！秾W(xué)報》自1960年創(chuàng)刊以來，努力提高學(xué)術(shù)水平和編輯質(zhì)量，積極創(chuàng)造條件，努力爭取機會，使知名度不斷擴大，吸引越來越多的作者投稿。近

2、年來，《學(xué)報》在《中國科技期刊引證報告》(CJCR)中的各項期刊評價指標(biāo)有了很大的提高，在國內(nèi)同類期刊中的影響力不斷擴大。及時對《學(xué)報》進行有目的的分析和評價，有利于總結(jié)經(jīng)驗，更好的認(rèn)清《學(xué)報》在發(fā)展過程中的處境，便于今后進一步的發(fā)展。本文采用多元統(tǒng)計方法(主成分分析和因子分析，權(quán)重標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)成計算法和秩和比法)對近6年(1999年～2004年)的《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》進行評價，自身對比，力求為《學(xué)報》將來的發(fā)展提供依據(jù)。 方法：

3、 1 根據(jù)資料可得性原則，選取1999年～2004年共6年的《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》作為研究對象。 2 從《中國科技期刊引證報告》中選取期刊評價指標(biāo)。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性原則，選取《中國科技期刊引證報告》中期刊評價指標(biāo)13個，分別為：總被引頻次X<,1>、影響因子X<,2>、即年指標(biāo)X<,3>、他引率X<,4>、被引半衰期X<,5>、來源文獻(xiàn)量X<,6>、參考文獻(xiàn)量X<,7>、平均引用率X<,8>、平均作者數(shù)X<,9>、地區(qū)分布數(shù)X<

4、,0>、機構(gòu)數(shù)X<,11>、國際論文比X<,12>、基金論文比X<,13>。 3 單一指標(biāo)評價，分別采用總被引頻次和影響因子直接對《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》進行排序。 4 綜合評價 4．1 主成分分析和因子分析，提取有效主成分并計算加權(quán)主成分得分。 4．2 權(quán)重標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)成計算法，計算權(quán)重同時計算加權(quán)得分。 4．3 秩和比法，計算加權(quán)秩和比(WRSR)并得出有關(guān)直線相關(guān)方程。 4．4 加權(quán)平均組合評價法，利

5、用前三種方法的得分?jǐn)?shù)值進行組合，確定各方法在組合評價中的權(quán)重，計算得出組合評價值，并據(jù)此對1999年～2004年《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》進行排序評價。 結(jié)果： 1 單一指標(biāo)評價結(jié)果 1．1 按總被引頻次大小對6年的《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》排序，依次為：2004，2003，2001，2002，2000，1999年。 1．2 按影響因子大小對6年的《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》進行排序，依次為：2004，2002，2003，2

6、000，2001，1999年。 1．3 《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》近6年的發(fā)展總體是呈上升趨勢的。尤其是2004年，較以往有了明顯提高。說明通過不斷的努力，《河北醫(yī)科大學(xué)學(xué)報》為越來越多的讀者所認(rèn)可。 2 綜合評價結(jié)果2.1 主成分分析和因子分析 2.1.1 提取前5個主成分，其累積貢獻(xiàn)率達(dá)100％，各自的貢獻(xiàn)率依次為：0.253，0.197，0.195，0.181，0.173。 2.1.2 采用varimax

7、方差最大化正交旋轉(zhuǎn)。其中，來源文獻(xiàn)量X<,6>、參考文獻(xiàn)量X<,7>、國際論文比X<,12>在第一公因子上有較大負(fù)荷，視其為對外交流程度指標(biāo)；總被引頻次X<,1>、影響因子X<,2>在第二公因子上有較大負(fù)荷，視其為綜合指標(biāo)；被引半衰期X<,5>、機構(gòu)數(shù)X<,11>在第三公因子上有較大負(fù)荷，視其為期刊老化和影響力的指標(biāo)；他引率X<,4>在第四公因子上有較大負(fù)荷，視其為期刊被引指標(biāo)；即年指標(biāo)X<,3>和平均引用率X<,8>在第五公因子上有較

8、大負(fù)荷，視其為期刊引用指標(biāo)。 2.1.3 計算得出各樣本對應(yīng)的主成分得分并對多個主成分得分加權(quán)處理。即5個主成分得分乘以各自的權(quán)重，得出加權(quán)主成分得分。利用此得分對樣品進行排序。其中，權(quán)重可以用各主成分的對應(yīng)貢獻(xiàn)率代替。按照加權(quán)主成分得分從大到小排序，依次為：2003、2004、2002、2001、1999、2000年。 2.2 權(quán)重標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)成計算法 2.2.1 原始數(shù)據(jù)經(jīng)過歸一化，計算各自合計數(shù)及總和數(shù)。并得到各

9、個指標(biāo)的權(quán)重ω<,j>如下：ω<,X<,1>>=0.076，ω<,X<,2>>=0.078，ω<,X<,3>=0.059，ω<,X<,4>>=0.0854，ω<,X<,5>>=0.0847，ω<,X<,6>>=0.0846，ω<,X<,7>>=0.085，ω<,X<,8>=0.084，ω<,X<,9>>=0.086，ω<,X<,10>>=0.084，ω<,X<,11>>=0.076，ω<,X<,12>>=0.035，ω<,X<13>=0

10、.083。 2.2.2 利用公式X<,ij>=X<,ij>×ω<,j>計算加權(quán)指標(biāo)值并求和。X′<,ij>為歸一化處理后的數(shù)據(jù)，乘以各指標(biāo)項的權(quán)重ω<,j>，得到加權(quán)指標(biāo)值X<,ij>。將13項加權(quán)指標(biāo)值求和，得到各樣本的得分，根據(jù)此得分從大到小排序依次為：2004、2003、2002、1999、2000、2001年。 2．3 RSR法 2．3．1 根據(jù)公式，(i=1，2，L，n，2，L，n，j=1，2，L，m

11、) 計算WRSR。按WRSR從大到小排序依次為：2003、2004、2001、2002、1999、2000年。 2．3．2 編制WRSR頻數(shù)分布表，計算向下累計頻率p，將其換算為概率單位Probit。以Probit為自變量，WRSR為應(yīng)變量，建立直線回歸方程WRSR=0.190+0.074Probit(F=30.010，P=0.005)。 2．4 加權(quán)平均組合評價法 2．4．1 對3種方法所得結(jié)果進行正態(tài)性檢驗，

12、結(jié)果分別為：主成分分析法：Z=0.395，P=0.998；權(quán)重標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)成計算法：Z=0.572，P=0.899；RSR法：Z=0.540，P=0.933。均符合正態(tài)分布。應(yīng)用概率單位法對三組評價方法的結(jié)果進行標(biāo)化。 2．4．2 事前檢驗：對三組標(biāo)化值序列進行一致性檢驗，得克朗巴赫α系數(shù)為0.933，認(rèn)為三組綜合評價值一致性很好。 2．4．3 構(gòu)造評判優(yōu)劣的參考值序列C<,0i>=(4.605，3.676，4.558，5.0

13、1674，6.029，6.116)。對其進行正態(tài)性檢驗，Z=0.499，P=0.965，符合正態(tài)分布。 2．4．4 計算三組方法標(biāo)化值序列與參考值序列的pearson系數(shù)，得：ρ<,10>=0.962，P=0.002；ρ<,20>=0.906，P=0.013；ρ<,30>=0.949，P=0.004。說明各組標(biāo)化值序列與參考值序列高度相關(guān)。 2．4．5 計算得到組合評價中各方法的權(quán)重系數(shù)：ω<,1>=0.3415，ω<,

14、2>=0.3216，ω<,3>=0.3369。 2．4．6 按組合評價值從大到小排序依次為：2004、2003、2002、1999、2001、2000年。 2．4．7 事后檢驗：對組合評價值序列進行正態(tài)性檢驗，Z=0.484，P=0.973，符合正態(tài)。組合評價值序列與原三組方法標(biāo)化值的pearson系數(shù)：ρ<,1>=0.964，P=0.002；ρ<,2>=0.902，P=0.014；ρ<,3>=0.951，ρ=0.004