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目的:《河北医科大学学报》(以下简称《学报》)是河北医科大学主办的医学学术期刊,是河北医科大学对外学术交流的窗口。作为河北医科大学整体教学、科研和临床工作的有机组成部分,其基本任务是反映我校教学、科研和临床成果,并通过这种反映来推动教学、科研和临床事业的发展,促进教师和科研队伍的成长,推动我国医学科学的发展。《学报》自1960年创刊以来,努力提高学术水平和编辑质量,积极创造条件,努力争取机会,使知名度不断扩大,吸引越来越多的作者投稿。近年来,《学报》在《中国科技期刊引证报告》(CJCR)中的各项期刊评价指标有了很大的提高,在国内同类期刊中的影响力不断扩大。及时对《学报》进行有目的的分析和评价,有利于总结经验,更好的认清《学报》在发展过程中的处境,便于今后进一步的发展。本文采用多元统计方法(主成分分析和因子分析,权重标准构成计算法和秩和比法)对近6年(1999年~2004年)的《河北医科大学学报》进行评价,自身对比,力求为《学报》将来的发展提供依据。方法:1根据资料可得性原则,选取1999年~2004年共6年的《河北医科大学学报》作为研究对象。2从《中国科技期刊引证报告》中选取期刊评价指标。根据数据可得性原则,选取《中国科技期刊引证报告》中期刊评价指标13个,分别为:总被引频次X 1、影响因子X 2、即年指标X 3、他引率X 4、被引半衰期X 5、来源文献量X 6、参考文献量X 7、平均引用率X 8、平均作者数X 9、地区分布数X 10、机构数X 11、国际论文比X 12、基金论文比X 13。3单一指标评价,分别采用总被引频次和影响因子直接对《河北医科大学学报》进行排序。4综合评价4.1主成分分析和因子分析,提取有效主成分并计算加权主成分得分。4.2权重标准构成计算法,计算权重同时计算加权得分。4.3秩和比法,计算加权秩和比(WRSR )并得出有关直线相关方程。4.4加权平均组合评价法,利用前三种方法的得分数值进行组合,确定各方法在组合评价中的权重,计算得出组合评价值,并据此对1999年~2004年《河北医科大学学报》进行排序评价。结果:1单一指标评价结果1.1按总被引频次大小对6年的《河北医科大学学报》排序,依次为:2004,2003,2001,2002,2000,1999年。1.2按影响因子大小对6年的《河北医科大学学报》进行排序,依次为:2004,2002,2003,2000,2001,1999年。1.3《河北医科大学学报》近6年的发展总体是呈上升趋势的。尤其是2004年,较以往有了明显提高。说明通过不断的努力,《河北医科大学学报》为越来越多的读者所认可。2综合评价结果2.1主成分分析和因子分析2.1.1提取前5个主成分,其累积贡献率达100%,各自的贡献率依次为:0.253, 0.197, 0.195, 0.181, 0.173。2.1.2采用varimax方差最大化正交旋转。其中,来源文献量X 6、参考文献量X 7、国际论文比X 12在第一公因子上有较大负荷,视其为对外交流程度指标;总被引频次X 1、影响因子X 2在第二公因子上有较大负荷,视其为综合指标;被引半衰期X 5、机构数X 11在第三公因子上有较大负荷,视其为期刊老化和影响力的指标;他引率X 4在第四公因子上有较大负荷,视其为期刊被引指标;即年指标X 3和平均引用率X 8在第五公因子上有较大负荷,视其为期刊引用指标。2.1.3计算得出各样本对应的主成分得分并对多个主成分得分加权处理。即5个主成分得分乘以各自的权重,得出加权主成分得分。利用此得分对样品进行排序。其中,权重可以用各主成分的对应贡献率代替。按照加权主成分得分从大到小排序,依次为:2003、2004、2002、2001、1999、2000年。2.2权重标准构成计算法2.2.1原始数据经过归一化,计算各自合计数及总和数。并得到各个指标的权重ωj如下:ωX1=0.076,ωX2=0.078,ωX3=0.059,ωX4=0.0854,ωX5 =0.0847,ωX6=0.0846,ωX7=0.085,ωX8 =0.084,ωX9=0.086,ωX10=0.084,ωX11 =0.076,ωX12=0.035,ωX13=0.083。2.2.2利用公式X ij = X ’ij×ωj计算加权指标值并求和。X ’ij为归一化处理后的数据,乘以各指标项的权重ωj,得到加权指标值X ij。将13项加权指标值求和,得到各样本的得分,根据此得分从大到小排序依次为:2004、2003、2002、1999、2000、2001年。2.3 RSR法2.3.1根据公式计算WRSR。按WRSR从大到小排序依次为:2003、2004、2001、2002、1999、2000年。2.3.2编制WRSR频数分布表,计算向下累计频率p ,将其换算为概率单位Probit。以Probit为自变量,WRSR为应变量,建立直线回归方程WRSR? =0.190+0.074Probit(F=30.010, P=0.005)。2.4加权平均组合评价法2.4.1对3种方法所得结果进行正态性检验,结果分别为:主成分分析法:Z =0.395,P=0.998;权重标准构成计算法:Z =0.572, P =0.899;RSR法: Z =0.540, P =0.933。均符合正态分布。应用概率单位法对三组评价方法的结果进行标化。2.4.2事前检验:对三组标化值序列进行一致性检验,得克朗巴赫α系数为0.933,认为三组综合评价值一致性很好。2.4.3构造评判优劣的参考值序列C0 i=(4.605, 3.676, 4.558,5.01674, 6.029, 6.116)。对其进行正态性检验, Z =0.499,P =0.965,符合正态分布。2.4.4计算三组方法标化值序列与参考值序列的pearson系数,得:ρ1 0=0.962,P=0.002;ρ20=0.906,P=0.013;ρ30=0.949,P =0.004。说明各组标化值序列与参考值序列高度相关。2.4.5计算得到组合评价中各方法的权重系数:ω1 =0.3415,ω2=0.3216,ω3 =0.3369。2.4.6按组合评价值从大到小排序依次为:2004、2003、2002、1999、2001、2000年。2.4.7事后检验:对组合评价值序列进行正态性检验, Z =0.484, P =0.973,符合正态。组合评价值序列与原三组方法标化值的pearson系数:ρ1 =0.964,P =0.002;ρ2=0.902,P =0.014;ρ3=0.951, P =0.004;平均相关系数ρ=0.939。结果表明,加权平均组合评价法结果与原三种单一评价方法结果密切相关,说明加权平均组合评价法很好地体现了原评价信息,得到的组合评价值结果有效可信。结论:按组合评价值从大到小排序,依次为2004、2003、2002、1999、2001、2000年。该排序反映出近6年《河北医科大学学报》的大体发展趋势,基本保持稳定上升的状况。尤其近3年,《河北医科大学学报》的各项指标上升很快,可以说有了质的飞跃。