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非参数检验范文1
[关键词]化学药品；非参数检验；引湿性；溶解性；Kruskal-Wallis； Wilcoxon
中图分类号：F224-39 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2017）16-0255-01
药物的引湿性对它的一般介绍是：在一定温度与湿度的条件下这种物质对吸收能力的大小。在药物彻底处于一定程度的湿度空间中，又或是在相同的制剂中包含有游离水时，药物就会由于受到引湿的作用造成粉末的流动性、分散性、压实性等其中的个别性质产生变化，有时也会让药物结块、潮解、稳定性减弱，严重时还会影响药物的含量，所以药物的引湿性对药物的影响特性就体现在：稳定性、有效性、安全性三方面。
水的溶解性属于物理特性，是指药物在水中过的溶解速度与能力。根据相关实验的证明引湿性与水溶解性与分子间作用力、温度、气压三者存在着某种内在的相关联系。这次实验用500中化学药物为主体，分别利用Kruskal-Wallis 与Wilcoxon 秩和检验深入的研究了引湿性与水溶解性之间的联系，一方面从物理的角度说明了药物引湿的相关原理，另外也为药物引湿机的研究打下来深厚的基础。
1 仪器与材料
实验中所需要的仪器有：Aquadyne DVS双站全自动水分吸附分析仪（来自；美国康塔仪器公司）DZKW-D-4型电热恒温水浴锅（来自北京市永光明医疗仪器有限公司）[1]。所需要的材料为：羟苯磺酸钙，来自西安利君制药有限责任公司，批号：20131011；利血平，来自云南植物药业有限公司，批号：HB20090501；盐酸吡格列酮，来自浙江华海药业股份有限公司，批号：5410-12-009；富马酸福莫特罗，来自天津力生制药股份有限公司，批号：0307001）；辛伐他汀，来自浙江海正药业股份有限公司，批号： B2100209）；氟伐他汀钠，来自深圳信立泰药业股份有限公司，批号： 12111004）；维生素B12，来自华北制药威可达有限公司，批号： J090403B；消旋瑞格列奈，来自北京协和药厂，批号：RGLN-XX） 等多达515个品种[2]。
2 方法
2.1 引裥圆舛
当前对药物的引湿性测定方法只有两种：静态分析法和动态分析法。静态分析法是指将盛有饱和盐溶液的干燥器或人工气候箱、电子天平手工此三种测量方式，缺点是：药品用量太多、测试时间过长。对对动态分析法实验的简单分析如下：通过利用动态水分吸附分析法来分析样品在不同湿度下的吸附水分能力的变化，这种做法既可以节省用量，还能节约时间[3]。笔者所建立的具有普遍适应性的动态测试法如下：它测定了多达500种的化学药物引湿性质。实验条件：温度限定在25℃，氮气流规定在500 m L・min-1，相对湿度从10%逐渐变化，变化幅度是从20%慢慢变化到80%，随后再慢慢降低至20%，在这过程中除了相对湿度80% 设定为3小时外，其他相关湿度都限定在1小时[4]。所设定的自动检测样品质量时间间隔为10秒，自动记录样品质量时间间隔为1分钟。以样品初始质量为 100%开始测量，逐步计算样品在适度发生变化后每个时刻的吸湿量，最终得出水分吸附动力学曲线图[5]。
2.2 水溶解性测定
通过对2015年版（二部）《中国药典》所记录的溶解度实验方法，我们得出了500种化学药物的近似溶解度。简单的实验方法是：首先称取研成细粉的样品，将其置于温度在25℃的定容量水中，间隔5分钟震荡30秒，再观察半小时以内的溶解情况[6]。
3 结果
将500种化学药品按水溶解性的不同划分为4水平，按实验结果统计每个水平对应的品种数及占总数的百分比 ，其中水平1的溶解度最低，S≤10，品种数占总数的57.00%，水平4 的溶解度最高，S>1 000，品种数占总数的6.00%。
通过测定25℃时500种化学药品的水分吸附动力学曲线，计算得到至环境相对湿度 80% 时样品达到吸附平衡的吸湿百分率，来表征样品的引湿性。以4种化学药品为例，维生素 B12、羟苯磺酸钙、马来酸麦角新碱和利血平的吸湿百分率分别为19.8% 、8.8% 、4.3% 、0.04%，对应的水溶解性水平分别为2、4、2、1（图1） 。
采用Kruskal-Wallis检验分析500种化学药品的测定结果，4 水平的溶解性逐级增大，对应吸湿百分率的均值也逐渐增加，4 水平对应吸湿百分率均值的差异有统计学意义。
使用Wilcoxon秩和检验对4水平每对进行非参数比较（图3），两两变量比较，除水平2和水平3吸湿百分率均值的差异没有统计学意义外，其他水平对应的吸湿百分率均值之间都有显著性差异，说明化学药品的引湿性与其在水中的溶解性呈正相关，通常来说，化学药品在水中的溶解度高则引湿性强，溶解度低则引湿性弱，但单纯的根据某个品种在水中的溶解性来判断其引湿性是不一定准确的，后续的工作中会针对以水溶解性来预测引湿性做更进一步的研究[7]。
4 结论
药物的引湿性会直接影响药物的稳定性、有效性和安全性，本实验采用动态水分吸附分析法测定了500种化学药品的引湿性，通过实验测定或查询标准得到了全部样品的水溶解性并划分为 4个水平，采用非参数检验方法推断出化学药品的引湿性与在水中溶解性呈正相关，为深入研究药物引湿机理奠定了实验基础。
参考文献
[1] 姜典卓. 关于我国化学药品技术指导原则体系有关问题的探讨[J]. 中国新药杂志，2016，13：1456-1460.
[2] 熊婧，石岩，吴建敏，胡昌勤，谭德讲，何兰. 基于非参数检验分析化学药品引湿性与水溶解性的关系[J]. 中国药学杂志，2016，20：1786-1789.
[3] 胡昌勤. 化学药品杂质谱控制的现状与展望[J]. 中国新药杂志，2015，15：1727-1734.
非参数检验范文2
[关键词]统计学原理 男女生 成绩差异
[中图分类号] O212.1 [文献标识码] A [文章编号] 2095-3437（2013）14-0150-02
一、期末测试成绩
中国海洋大学2012年秋季学期大学日语Ⅱ（2011级）男女生期末测试成绩如下：
男生（n1=13）：
97 96（2） 90 86 84 83（2） 80 75 53 33 18
女生（n2=25）：
98（2） 97 96（2） 95 93 92 91 90（3） 89 88 87 85 84 83 82 81 80 79 78 70（2）
二、中数
中数（Md）也称为中位数，是指在频数分布中位于中间位置的那个数值。它反映的是一组数据的集中趋势，也称为集中量数。
（一）列频数分布表（部分数据）
■
（二）计算中数的位置
中数的位置=■=■=19.5
即中数的位置在第19位和第20位的两个数值中间。
（三）找出中数
在本案例中，由于排列在中数位置上的数值是87和85（2个85重复）之间的数值。在计算上可将其视为一个分数单位上的几个连续数字，即3个数值是均匀分布在87-85区间。
如图所示：
-88---87----85-----85-----84-----
第19区间 第1个20区间 第2个20区间
假设每个区间的间隔为1/3=0.33，则案例中的中位数位于第19位和第20位（2个）三个数值中间，即为第1个20区间的上限（0.33÷2≈0.17），因此中数（Md）=85+0.17=85.17≈85
（四）中数的优缺点
当一组测试结果出现极端数据时，常用中数。这样做并不影响进一步的统计分析。因为求中数不受极大值和极小值的影响，决定中数的关键是居中的那几个数据的数值大小。如在本案例中，33和18就是两个极小值。但中数也有一些不足之处，如中数是根据数据的相对位置来确定的，在计算时不是每个数据都加入计算，从而有较大的抽样误差，不如平均数稳定。
三、中数检验法
（一）计算原理
中数检验法是通过对来自两个独立总体的两个样本的中位数来判断两个总体取值的平均状况是否有显著性差异。它的基本思想是假设两个总体总有相同的分布规律，那么它们的取值将具有相同的平均状态，中数是集中趋势的度量，因此两个总体的中数应该是相等的。两个样本是从两个总体中随机抽取出来的，那么两个样本的总数也应该大致相同。如果两个样本的总数差异较大，则应否定两总体取值平均状态相同的假设，或者说两总体不具有相同的分布规律。因此其虚无假设是：两个独立样本是从具有相同中数的总体中抽取的。它可以是双侧检验或单侧检验。双侧检验结果显著，意味着两个总体中数有差异（并没有方向）；单侧检验结果显著，则表明备择假设“一个总体中数大于（或小于）另一个总体中数”成立。
（二）计算过程
中数检验法的具体步骤为：
（1）将两个样本数据混合由小到大排列。
（2）求混合排列的共同中数（Md）。
（3）分别找出每一样本中大于混合中数及小于混合中数的数据个数，列成四格表。
（4）对四格表进行X2检验
查X2表求得临界值，若实得X2值大于临界值，X2检验结果显著，则说明两样本的集中趋势（中数）差异显著。
四、虚无假设和备择假设
（1）建立虚无假设和备择假设。
H0：男女生的期末成绩没有差异。
H1：男女生的期末成绩有差异。
（2）选择并计算检验统计量。
根据前面计算与推断已知：中数（Md）=85。以下统计男女生成绩大于和小于85的数据个数，并列成四格表。
■
X2=■
=■=1.59
（3）根据显著性水平α确定临界值。
设α=0.05，由df=1，查X2分布表，求得X20.05 （1）=3.84。
（4）根据统计结果，做出推论结论：
因实得X2=1.59，而X20.05 （1）=3.84；故X2X20.05 （1）。
所以不能拒绝虚无假设，认为男女生期末成绩无显著差异。
五、两独立样本的非参数检验
中数检验法是通过对来自两个独立总体的两个样本的中位数来判断两个总体取值的平均状况是否有显著性差异。中数检验法属于两独立样本的非参数检验。
非参数检验一般不需要严格的前提假设。这是它与参数检验相比的最大优点。几乎每种参数检验都有一些严格假设，若不满足这些假设仍然有参数方法处理，很可能得出错误结论。而进行非参数检验不必过多考虑那些假设条件。比如在参数检验中，无论是Z检验、T检验还是F检验，它们对总体参数都有相应的前提假设，如T检验中要求样本来自正态分布的总体，若是两独立样本的T检验，还要求两个总体方差齐性。在方差分析中，需要满足正态性、可加些、各组方差齐性等基本假设。
但在本案例中，我们并不清楚总体分布是否呈正态，或者对研究总体的其他情况知之不多，这时数据无法满足参数检验的诸多要求和假设。鉴于上述情况，本检验采用了不需要根据总体的分布及参数进行统计的方法――非参数检验（中数检验法）。非参数检验不必过多考虑那些假设条件，对总体分布不做严格假定，这种方法是依据数据的顺序、等级资料即可进行统计推断，在实践中得到了极为广泛的应用。不过非参数检验也有不足之处。最大的不足是未能充分利用资料的全部信息。例如本案例中，把全部分数按顺序排列后转化为序列数据，即用第一位、第二位等来表示，然后计算中数位置，找出中数，进行X2检验。这时数据变得相对简单，分数之间的差异多样性也变得简单化了。因此，如果某些资料既可以用参数检验，也可以用非参数检验，则应使用参数检验。若所得资料不满足参数检验要求的前提条件，则应使用非参数检验，虽然会浪费一部分信息使得检验的效能低一些，但不至于做出错误结论。
[ 参 考 文 献 ]
[1] 刘翔平，葛鲁嘉.男女差异心理学[M].北京：北方妇女儿童出版社，1988：41-91.
[2] 贾进强.性别心理差异探秘[M].北京：中央民族大学出版社，1997：4-171.
[3] 朱曼殊.心理语言学[M].上海：华东师范大学出版社，1990：91-98.
[4] 黄崇龄.性别差异与大学外语教学――对外语学习中女强男弱现象的分析[J].同济大学学报.（社会科学版），2004，15（1）：108.
[5] 王初明.应用心理语言学――外语学习心理研究[M].长沙：湖南教育出版社，1990：105-128.
非参数检验范文3
关键词：股利政策 公司股价 相关性分析 非参数检验
任何企业要进行权益资本融资，都要考虑股价问题，因为股价代表公司的价值，希望股价越高越好，公司的股利分配政策对股价有影响吗？影响程度有多大？另一方面任何投资者对权益资本进行投资时也十分关注公司的股利分配政策。为了给企业制定股利分配政策和为投资者提供决策依据，本文选取A上市公司2005年至2011年的财务数据，分析验证上市公司股利政策稳定性中的分配方式与股价之间存在显著相关性。希望帮助企业合理制定股利分配政策以提高公司的价值，同时对投资者投资时提供决策参考，减少盲目性，降低投资风险。
一、 文献综述
（一）国外文献 从1956年哈佛教授约翰·林特纳（John Lintner）首次提出公司制企业进行股利分配行为的有关理论模型起，人们便开始研究股利政策是否会产生企业的市场效应。1961年米勒（Miller）和莫迪利安尼（Modigliani）研究并提出“股利无关论”，自此，西方的研究学者就一直围绕股利是否会对企业市场价值产生影响进行讨论和研究。基本上可以分成三个学派：戈登（Gordon）“一鸟在手理论”，该学派认为高股利增加企业的市场效应；米勒（Miller）和莫迪利安尼（Modigliani）“股利无关论”（又称“MM理论”），认为股利的高低与企业的市场价值无关；布伦南（Brennan） “税差理论”，这个理论与“一鸟在手理论”正好相悖，认为低股利才会对增加市场价值起到积极作用。西方的学者在古典学派理论的基础上进行批判的继承，不断完善股利理论，提出了不少具有代表性的观点。林特纳（Lintner，1956年）首先对信号传递理论进行实证分析，以美国600家上市公司的财务经理为对象。做了问卷调查，结果表明，股利政策能够向市场传递公司盈利状况的信号。佩蒂特（Pettit，1972）研究了股利变化的信息含量和市场反应的关系，结果发现，从月收益率和日收益率的不同角度，股利的公告能够引起股价的波动。
（二）国内文献 我国证券市场起步较晚，相关理论的研究也就相对起步较晚。吕长江和王克敏（1999年）用因子分析和逐步回归分析法为主要方法，选择了沪深两市1996年至1998年间支付现金股利的372家上市公司为研究样本，研究分析了我国上市公司股利政策的主要影响因素。在1997年，就股利政策的市场反应的问题，张水泉和韩德宗（1997）首先进行实证分析研究，通过累计超额收益率的方法，对1992年至1996年上交所的350个的股票，现金股利、股票股利和配股事件的不同行业、不同规模、不同业绩股票的股利政策的市场反应进行研究。其后，陈晓、陈小悦和倪凡（1998）以1995年首次分配股利的86家公司为样本，首次提出信号传递效应。在近20多年中，不少经济学者研究股利政策对上市公司和股民的影响，也积累了不少学术成果。
二、研究设计
（一）研究假设 假设在股利政策公布日前后各20日内其他事件对股价均不造成影响的前提下，可以把股利政策的稳定性分为三种情况，包括股利政策的稳定性按变化划分、按股利分配方式的稳定性划分、按股利分配数量划分，其根据是股利政策的广义定义——股利政策的发放形式、发放数量和最显而易见的表面变化。公司股价用累计超额收益率描述。基于此，本文提出以下假设：
假设：股利分配政策中，股利分配数量、股利政策表面变化、股利政策分配方式和股价之间具有显著相关性
（二）变量定义 （1）股利政策的稳定性按变化与否划分。从A公司2006年至2011年财务报表可以看出，根据公司股利政策的稳定性按改变与否，而是否变化与前一年度的股利政策相比较而言，分为两种情况，改变记为1，不变化记为0，除2007年、2008年记为0外其余均记为1。把股利政策改变和不变化这两个不同事件与股价（累计超额收益率）分别进行非参数检验。（2）股利政策的稳定性按股利分配方式的稳定性划分。股利分配方式的变化与前一年度相比，在2006年至2011年中A公司有两种股利发放形式，包括派发现金股利、现金股利和股票股利混合派发。由表（1）可知，2006年、2010年和2011年公司派发的股利政策是混合方式，均派发每10股1.5元，同时转增股，这种情况在自公司上市以来实行的情况并不多，记为1。其他年份都是只采用派发现金股利的方式，是本公司常用的股利政策，记为0。把采用现金股利形式和采用混合形式这两个不同事件与股价（累计超额收益率）分别进行非参数检验。（3）股利政策的稳定性按股利分配数量划分。股利分配数量变化也是与前一年度相比较，由于股利分配数量的变化比较频繁，因此不通过分类的方式进行非参数检验来验证相关性，而是直接把分配数量的具体额度直接与累计超额收益率进行相关分析。
（三）研究方法 通过阅读A公司的财务报表以及观察股票走势，截取股利分配日前后各20日的股票价格和上市指数，通过下面步骤计算累计超额收益率：（1）每天股票收益率=（当天价格-前一天价格）÷前一天价格；（2）每天指数收益率=（当天指数-前一天指数）÷前一天指数；（3）超额收益率是每天股票收益率与每天指数收益率之间的差额；（4）累计收益率为这段时间内超额收益率的涨幅；（5）累计超额收益率为这段时间内超额收益率的直接简单加总。为了直观的分析股利政策的稳定性对股价的影响，运用EXCEL和SPSS11.5进行实证分析。主要通过相关性分析，计算Pearson简单相关系数，进行两独立样本的Mann-Whitney U检验，验证上市公司股利政策稳定性与股价之间的关系。
（四）样本选取和数据来源 本文所选取的是A上市公司2005年至2011年共8年的财务报告数据，所有的原始资料均来源于巨潮资讯网、中国证监会网站和和讯网。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 。A 公司是电力自动化公司，股利政策如表（1）。描述性统计结果见表（2）。2006年两次股利政策公布均为负数，而第二次公布应为补充，更能完整体现2006年的股利政策，按第二次公布日的累计超额收益率为2006年的累计超额收益率。
（二）相关性分析 从财务报告中得到每年该公司总共发放的股利分配额度，分析累计超额收益率与股利分配数量的相关性。由表（3）可以看出，累计超额收益率和股利分配数量的相关性系数为0.275。统计检验的相伴概率大于0.01，即表示两者没有相关性。
（三）非参数检验 股利政策是否发生变化和股利政策分配方式是否发生变化没有直接的数据证明，因此这里把每年的股利政策和前一年的情况相比较进行分类，分别用0和1表示，运用SPSS进行两独立样本非参数检验。（1）股利政策变化和累计超额收益率的非参数检验。独立样本U检验（Mann-Whitney Test）见表（4）。结果表明，U=4，W=19，Z的值为-0.387，相伴概率为0.699，大于显著性水平，不能拒绝零假设，可以认为无论股利政策与前一年相比是否变化，不存在显著差异。极端反应检验 （Moses Test）结果见表（5）。结果表明，跨度为7，相伴概率为1；截头跨度为4，相伴概率为0.857。两者的相伴概率均大于显著性水平，不能拒绝零假设，认为两者之间没有显著差异。（2）股利政策分配方式变化和累计超额收益率的非参数检验。独立样本U检验（Mann-Whitney Test）结果表（6）所示。结果表明，U=0，W=10，Z的值为-2.121，相伴概率为0.034，小于显著性水平，可以认为应该拒绝零假设，认为股利政策分配方式不同会造成累计超额收益率存在显著差异。极端反应检验（Moses Test）结果见表（7）和表（8）。可以看出，跨度为4，相伴概率为0；截头跨度为2，相伴概率为0。两者的相伴概率均小于显著性水平，可以认为应该拒绝零假设，存在显著差异。在相关性分析中，股利分配数量和累计超额收益率之间的Sig>0.001，从而显示两者没有显著相关性。在非参数检验中，股利政策变化、股利政策分配方式变化先进行分组，再与累计超额收益率分别进行检验，分别得出Sig。可以看出，股利政策分配方式变化和累计超额收益率之间的Sig
四、结论与建议
（一）研究结论 本文研究得出如下结论：上市公司股利支付与上年的股利支付无关，而是取决于当年的盈余。从股利政策分配方式变化和累计超额收益率的非参数检验来看，上市公司分配股利可以通过股票股利、现金股利、财产股利、负债股利以及两种或多种混合的各种方法，不同的发放形式会对公司的财务状况、利润分配情况以及股票价格的涨跌产生不同的影响，本次检验说明不同的股利分配方式对股票的累计超额收益率产生影响。计算政策公告日前后各20日的累计超额收益率，分三个方面包括股利政策变化、股利分配方式变化、股利分配数量变化，分别与累计超额收益率进行相关性分析和两个独立样本的非参数检验，研究结果表明累计超额收益率只与股利政策的分配方式的稳定性之间存在显著相关性。由于从2005年开始股权分置改革年数较少，在进行非参数检验时，分组的结果造成游程检验无法进行，这是本文的不足之处，期望在以后更新数据后重新检验。
（二）相关建议 本文提出如下建议：（1）在现金股利、股票股利、财产股利、负债股利以及选取其中两种或多种进行混合等多种股利政策的形式中，公司可以根据自身的需求进行选择，在制定股利政策的时候，应该选择制定长期方案，而不能为了短期的现金流入或者短期收益而临时改变股利政策。当然，公司在制定长期股利政策的时候要充分结合当时的经济环境、行业发展前景以及公司的发展目标，在以后的期间可以适时地进行稍微的调整。（2）稳定的股利政策说明公司正在正常的发展，因而可以相信公司是具有发展前景的，可以适当地进行投资。同时可以看出累计超额收益率均为正，虽然2009年为负，这是由于经过2008年的金融危机，所有公司经济都在一定程度上出现问题，而该公司的亏损较小。对投资者而言，在进行投资之前可以看看该公司的股利政策的稳定性，主要是看股利政策分配方式的稳定性，因此，投资者对这种因为政策的原因或者公司自身正在发生巨大变化的情况下需做一种观望的态度，不要因为派现多就急于投资。近些年来，越来越多的上市公司通过增股的方式来筹集资金，但是证监会有明文规定：上市公司的净资产收益率只有连续三年超过10%的才可以增发、配股。因此有些公司为了降低净资产额采取了发放现金股利的政策，这表面是为给投资者予以回报，实际则是公司为实现增发、配股的目的而采取的手段。影响股票价格的因素有很多，如：货币政策、财政政策、宏观经济取向、市场管理行为、上市公司财务状况、交易双方的心态等。基本上述建议，投资者可以优先选择投资于那些股利政策稳定且股利发放率高的上市公司。（3）由于现阶段公司对于股利政策的制定比较随意，且无论从支付形式的稳定性还是从支付方式的稳定性来说，上市公司的股利政策均在一定程度上不具有稳定性，因而为了规范我国的证券市场，政府部门必须起到宏观调控的指导作用。政府可以制定约束性法律法规，要求上市公司在净资产额达到一定程度时必须派发股利等防止公司在制定股利政策时投机取巧。同时，政府部门要积极发挥监管和引导职能，建立一个公平、透明的交易平台，促进我国资本市场健康、稳定和持续发展，促进国民经济发展。
参考文献：
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非参数检验范文4
【关键词】2型糖尿病 临床路径管理 效果 变异分析
2型糖尿病是临床上一种较常见的慢性消耗性疾病[1]，也是临床上的多发病。糖尿病的不可治愈性以及多种并发症对患者的健康造成了极大的影响，且长期的药物和需要住院治疗也给患者和患者的家庭带来了极大的影响和经济负担。对2型糖尿病患者进行有效的临床路径管理，增加患者的正性变异，不仅能够更好的帮助患者康复，而且能够减少患者的经济负担。现对我院2013年度诊治的2型糖尿病患者200例的路径管理措施和效果以及发生变异的因素进行回顾性的分析总结，对结果进行如下的简要分析报告如下：
1.临床治疗和方法
1.1临床资料
对我院2012年随机抽取的2型糖尿病临床路径管理患者200例，通过我院建立的患者数据库，分析患者的病历资料并调查患者的变异因素进行分析，患者的具体伴随症状表现见下表一：
1.2统计学方法
采用SPSS13.0统计软件，计量资料采用均值±标准差（ ）表示，组间比较用单因素方差分析和t检验，用χ2检验比较总有效率，以P
1.3方法
使用描述性分析、非参数检验、多元线性回归分析、相关分析等分析方法，对我院2013年度诊治的2型糖尿病患者200例的路径管理措施和效果以及发生变异的因素进行回顾性的分析总结，分析2型糖尿病临床路径实施效果，出现的变异和发生变异的原因，针对变异原因提出相应的管理策略。
2.结果
2.1临床路径管理效果
2.1.1住院天数 对患者使用临床路径管理后，使用非参数检验，不同症状表现的患者住院时间服从正态分布，平均住院时间是12d，符合在路径规定的标准住院时间11-15d的范围内，患者的住院时间对比无明显的差异p>0.05。但不同伴随症状的患者的住院时间不一样，其中皮肤瘙痒的患者的住院时间为7d作用，出现了肢体病变和酮症酸中毒患者住院的时间为12-15d，结果对比具有统计学意义P
2.1.2住院花费 患者的住院总费用呈偏态分布，平均花费为5500元左右。使用非参数检验不同患者的住院费用，其中出现较严重并发症的患者较有症状但无伴随并发症患者所花费的费用更高，且年龄>60岁以上的患者需要的费用也更高，那是因为此类患者合并有更多的基础疾病。同时结果还显示出，拥有医保的患者比没有医保的患者所需费用更多，各组结果对比均具有统计学意义P
2.2变异分析
2.2.1临床路径的常见变异 2型糖尿病患者常见的变异主要有患者入径标准控制变异，住院时间的变异和患者住院费用变异。广义线性模型分析住院时间的影响因素，结果显示医保类型、糖尿病神经病变是影响住院时间的最主要因素。
2.2.2变异的原因 患者住院时间发生正性变异的原因主要有患者的血糖控制较好；患者的药物治疗效果较好，不需要进行手术或进行进一步的检查；患者没有医保无法负担住院费用需要自行出院的。患者住院时间发生负性变异的原因主要有患者病情复杂需要进行进一步的检查和治疗；药物治疗无效甚至需要进行手术治疗的[2]；血糖控制不好并发其他症状或并发症的；医护人员工作失职对患者治疗或护理不当的，详细结果见下表二：
3.讨论
从上文的数据结果表明对2型糖尿病临床路径管理之后，不同症状表现的患者的住院时间比无明显的差异p>0.05，说明2型糖尿病临床路径的实施对患者住院时间进行了有效的控制。有效的控制的患者的住院时间就最大程度上节约了患者的住院花费，缓解了患者的经济负担。但使用非参数检验，不同年龄、不同并发症以及患者有无医保等情况使得不同患者的住院时间以及住院的花费存在显著性的差异，结果对比具有统计学意义P
同时医院也要加强相关的配套措施，加快医院“硬件”的建设，比如建立好医院的电子病历系统提高整体的医院信息化水平，为2型糖尿病临床路径变异管理提供必要的技术支持。 针对变异发生的主要环节及项目特别是常见的项目，比如住院时间、住院费用、检查检验项目等作为变异管理的重点进行明确的规范。同时多与同行开展临床路径变异管理的专题培训召开经验交流会，多借鉴同行在变异管理上的经验避免问题的发生。
【参考文献】
[1]钟南山.内科学[M]，第8版.北京：人民卫生出版社，2010，335-339.
非参数检验范文5
关键词：无棣县；降水量；降水日数；非参数检验
中图分类号：P426.61+4 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2017）12-2234-05
DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2017.12.010
Analysis of Precipitation Change Tendency in Wudi County During 1971-2010
XU Qing-wen， LU Shu-wen， LIU Shu-di， WANG Ming-tao， FU Hua-bo
（Wudi Meteorological Bureau， Binzhou 251900，Shandong，China）
Abstract： According to the precipitation data of Dajian station and regional station in Wudi county in almost forty years （1971-2010）， using nonparametric test and linear regression methods， the change rules， mutability， stabilities and other characteristics of annual total precipitation， seasonal precipitation and annual precipitation days of Wudi county were analyzed in the past forty years. The results showed that the annual total precipitation showed a rising trend in the past forty years and fluctuated greatly and had no mutability. On the whole， annual precipitation days had a weak tendency to reduce and the average precipitation days was 65 days. Precipitation concentrated mainly in summer and it varied obviously in different seasons and the average summer precipitation was 367.81 mm more than winter precipitation. Spring precipitation had a distinct rising trend while precipitations in summer， autumn and winter had reducing trends at different levels. Precipitation period from April to September was mainly from six o’clock to eight o’clock when it was divided by time frame. The days of heavy rain and torrential rain in Wudi county increased and precipitation of such intensity showed a rising trend.
Key words： Wudi county； precipitation； precipitation days； nonparametric test
o棣县位于山东省最北部，濒临渤海，地处黄泛平原和滨海平原区，盛产棉花、小枣等作物[1，2]，而且无棣地下卤水资源分布广、储量大、浓度高，有利于盐业发展。无论是棉花、小枣等农作物的生产还是海盐的产出都与降水这一气象因子息息相关。降水也影响无棣县当地水文因素的时空变化[3，4]，研究降水的变化规律对指导农业生产、促进农业发展提质增效以及水资源的合理规划利用都有极其重要的意义。
研究降水变化趋势的方法有很多，常用的有线性拟合法、累积距平曲线法、R/S方法、小波分析法、正交函数展开法等[5，6]。这些方法在降水、气温等气象因子的变化趋势研究分析中被广泛使用。刘艳辉等[7]利用一元线性回归方程对台山市降水变化趋势进行分析；罗玉等[8]使用滑动平均等统计法研究了西南地区极端降水的变化趋势；段丽瑶等[9]利用经验正交展开法和旋转经验正交展开法分析了环渤海地区夏季降水的时空变化特征；夏兴生等[10]利用气候倾向率、多项式曲线对滨州市的暴雨气候特征及洪涝灾害特点进行了分析。本研究结合董旭光等[11]对山东省近50年降水变化特征的研究，利用线性回归拟合、Mann-Kendall非参数检验等方法对1971-2010年40年无棣县的年降水量、降水日数、降水时段的变化趋势、突变等特征进行了简要分析，以便更好地为农业生产、海盐生产进行服务。
1 o棣县地理气候概况
无棣县位于山东省最北部、渤海西南岸，东经117°31′-118°12′，北纬37°41′-38°17′，地势西南高，东北低，整个县域南北长70 km，东西宽60 km，总面积1 998.12 hm2，占滨州市总面积的21.2%。无棣县属北温带东亚季风区域大陆性气候，四季分明，干湿明显。春季多风干燥，夏季湿热多雨，秋季温和凉爽，冬季长而干冷。
2 资料来源与数据分析
2.1 资料来源
利用无棣国家一般气象站降水资料进行分析，该站位于无棣县城院前街2号，资料站点号为54722，资料年限为1971-2010年，共计40年，选取年降水量、各季降水量、年降水日数等数据进行分析。定义日降水量大于0.1 mm的天数为降水日数。季节划分以12月至次年2月为冬季，3～5月为春季，6～8月为夏季，9～11月为秋季。降水强度的等级划分为：日降水量在0.1～10.0 mm为小雨日，10.0～25.0 mm为中雨日，25.0～50.0 mm为大雨日，50.0 mm以上为暴雨日。
2.2 数据分析
2.2.1 线性回归拟合 利用线性回归拟合对降水量或降水日数进行趋势分析[12-14]。将年降水量、季节降水量、降水日数等降水数据利用最小二乘法进行线性拟合，列出线性回归方程，从而得出描述数据变化的一元线性方程。
计算过程中，以年份为自变量，以降水量或者降水日数为因变量，建立线性回归方程：y（t）=ax+b。其中，a为降水量（降水日数）的变化趋势即变率，若a>0，则表示降水量（降水日数）呈上升趋势，若a
2.2.2 Mann-Kendall突变检验 使用Mann-Kendall非参数检验来检测气象因子的突变性。突变指的是相对稳定态下的不连续跳跃，气象学范畴内，在天气不断变化的过程中存在的不连续性即为突变。造成突变的原因有两种，一种是天气系统内部出现的没有外界影响的状态下出现的突变，这种突变通常会有周期性的变化；另一种是由于外力作用影响下的突变，如人为迁站而导致的气象数据突变。Mann-Kendall非参数检验方法最初由Mann[15]和Kendall[16]提出并发展的，该方法既可以用于检测气象因子的变化趋势，也可以对气象因子的突变点进行分析检验[17-19]。
在Mann-Kendall检验中，原假设时间序列H0（x1，x2，…，xn）是n个独立的、随机变量分布的样本，备择假设H1是双边检验，对于所有的k，j≤n，且k≠j，xk和xj分布不相同。构造检验统计量的秩序列：
其中，E（Sk）=k（k-1）/4，Var（Sk）=k（k-1）（2k+5）/72（1≤k≤n）。UF1=0，给定显著性水平α，若|UFk|>Uα，则表明序列有明显的趋势变化。将时间序列x按照逆序排列，得出反序列UBk=-UFk，且k=n+1-k（k=1，2，…，n）。
通过分析UFk、UBk序列可以得出序列x的变化趋势，确定突变的时间点与突变区域。若UFk数值大于0则表明序列为上升趋势，反之则为下降趋势，当二者都超过临界直线时，表明上升或下降的趋势较为明显。若二者的曲线存在交点，而且交点在临界直线之间，那么交点所对应的时间就是突变开始的时间。
3 结果与分析
3.1 年降水量的变化趋势
无棣县1971-2010年的年降水量变化规律见图1。由图1可知，无棣县的年降水量变化幅度较大，年降水量最多的年份总降水量为952.9 mm，降水量最少的年份总降水量为238.1 mm，40年的年均降水量为555.1 mm。对这40年的年降水量进行回归分析，可得回归方程y=0.591 5x+542.94，从拟合方程来看，无棣县的年降水量呈上升趋势，但上升并不明显，上升趋势为0.591 5 mm/年。
计算年降水量的变异系数可得，年降水量的变异系数最大为1.798 6，出现在2010年，最小为0.836 2，出现在2007年。无棣县40年里的年降水量随时间变化较大，稳定性较差。使用Mann-Kendall非参数检验法对年降水量进行突变检验，得出年降水量不存在突变点。
3.2 降水量的季节变化趋势
根据无棣县的季节降水量统计值，可知无棣县年降水量主要集中在夏季，约占各季总降水量的68.91%，季节差别较明显，夏季平均降水量为382.49 mm，较冬季多367.81 mm。
根据Mann-Kendall非参数检验法统计，由图2可知，春季降水量突变发生在2008年，2008年之后，正向序列UFk曲线向正方向发展，与春季降水的线性拟合得出的一元线性方程的变化趋势相同，春季降水符合y=1.039 1x+53.603的线性拟合。由图3可知，冬季降水量的突变发生于1972年，UFk曲线向负方向发展，同样与线性拟合得出的变化趋势相同，呈下降趋势。且通过对四季降水量趋势进行线性拟合发现，除春季外，其他3个季节的降水量变化均有逐年递减的发展趋势。其中，夏、秋、冬季降水量分别符合y=-0.270 7x+388.04、y=-0.131 6x+85.255、y=-0.064 1x+15.995的变化趋势。
3.3 降水量的月变化趋势
按照月份分析，无棣县的降水主要集中在7、8月（图4），7月平均降水量达173.0 mm，约占降水总量的31.20%。6、7、8月3个月的总降水量明显高于其他月份，约占总降水量的68.98%，这符合无棣县降水量的季节变化规律。
各月降水中，3、4、6、10月的降水量突变较为明显（图略）。3月的突变时间为1986、1989、1991年。4月和6月的降水量突变集中在2005-2010年，10月降水量的3次突变发生在1975年以前。
3.4 降水日当浠趋势
由图5可知，无棣县的降水日数以0.251 7 d/年的速率逐年减少，符合线性方程y=-0.251 7x+70.335的变化规律。其中，最大降水日数出现在1990年，为89 d，最小降水日数出现在1999年，为50 d，变化幅度并不大。40年的年均降水日数为65 d。根据降水日数的突变性检验图可知，降水日数的突变时间点为1972年，降水日数的正向序列曲线向负方向变化，说明降水日数在减少。
3.5 降水时段分析
由于资料缺乏，暂用1999-2010年4～10月无棣县小时降水量进行统计分析。由图6可知，无棣县0时至8时的降水量以及降水次数明显高于其他时段。2时至7时降水次数较多，均在150次以上，6时最多，为183次。其中，6～8时的降水次数约为489次，占总降水次数的15.32%，12～14时降水次数所占比重最小，为9.71%。从降水总量来看，4、6、7、8、17时的降水总量都在400 mm以上，其中7时的降水量最多，为489.7 mm，6时次之，为453.0 mm，8时为434.2 mm。降水量最少的时段为12时，降水总量不足6时降水量的一半，为210.8 mm。由此可知，无棣县的降水集中在6～8时，该时段降水约占总降水量的16.82%，3～5时降水量所占比重次之，为14.38%，其中，12～14时降水量最少，约占总降水量的8.24%。
3.6 极端降水天气及各等级强度降水分析
根据1971-2010年无棣县的日极端降水量统计结果（图略），极端日降水量的变化趋势符合y= -0.012 8x+88.108，有微弱的下降趋势。其中，40年的极端日降水量中最大的数值为194.9 mm，出现在1992年7月24日，最小值为41.2 mm，出现在2002年8月5日。
对日降水量出现的月份进行统计比较，如表1所示，8月出现极端日降水的概率最高，为46.34%。
1971-2010年各等级降水强度与降水日数的变化规律见图7。由图7a可知，40年内无棣县的小雨日数符合y=-0.215 95x+53.927的拟合规律，各年总降水量可用y=-3.019 1x+1 285.1的一元线性方程进行拟合。由此可得，小雨日数与该等级强度的总降水量都在逐年下降，而从图7b、7c、7d中可知，中雨、大雨、暴雨日数都呈上升趋势。从图8可知，中雨、大雨、暴雨各等级的降水总量不断上升，其中暴雨的降水总量上升趋势最为明显，为7.898 3 mm/年。根据统计结果，大雨与暴雨日数主要集中在6、7、8月，2、5、9、10月也有出现，但次数较少。这符合1971～2010年无棣县月降水总量的分布规律，也是造成夏季降水总量较多的原因之一。
综上分析可知，1971-2010年无棣县年总降水量呈逐年上升趋势，而降水日数呈不断减少的变化规律，可能是由于中雨、大雨、暴雨等降水日数与降水量的增多引起的，中等以上等级强度的降水量增多可能占主要原因，具体成因及分析还需要进一步研究。
4 小结
根据无棣县国家一般气象站1971-2010年40年的降水统计数据，利用线性回归拟合、Mann-Kendall非参数检验等方法揭示了无棣县40年的降水变化趋势、突变等特征，主要得出以下结论。
1）1971-2010年无棣县年降水量变化符合线性方程y=0.591 5x+542.94，呈逐年上升趋势。年降水量的波动性较大。
2）无棣县的季节降水集中在夏季，除春季降水量有上升趋势以外，其他季节降水量都呈下降趋势。春季与冬季降水量存在突变点，春季降水量突变发生在2008年，冬季的突变时间为1972年。
3）从各月降水量分析可知，6、7、8月3个月的降水总量数值最大，约占总降水量的68.98%。其中，3、4、6、10月的降水突变较为明显，突变次数较多。无棣县的大雨、暴雨日数主要集中分布在6、7、8月，符合月降水以及季节降水的变化规律。
3）1971-2010年无棣县降水日数以0.251 7 d/年的速率逐年减少，降水日数的突变时间点为1972年。
4）无棣县4～10月降水时段集中于6～8时，该时段降水总量约占总降水量的16.82%，降水次数所占比重也为所有时段降水次数比重的最高值，为15.32%，12～14时的降水量最少，降水次数也最低。
5）1971-2010年无棣县极端日降水量呈下降趋势，下降程度并不明显。极端日降水量为1992年7月24日的194. mm，属于暴雨日数。其中，7、8月出现日极端降水的概率较大，即无棣县的极端降水主要集中在夏季。
对40年的降水数据进行分析，无棣县降水强度除小雨的降水日数及降水量有下降趋势外，中雨、大雨、暴雨的降水日数及降水总量都有逐年增加的趋势，降水总量的增加趋势较为明显，这可能是在降水日数减少的情况下造成年降水量增加的成因。
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非参数检验范文6
关键词：投资项目后评价；系统工程；反馈控制理论；统计方法
中图分类号：C32 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）11-0-01
一、引言
投资项目后评价是项目生命周期中不可或缺的重要环节，是对项目的立项决策、建设目标、设计施工、竣工验收、生产经营全过程所进行的系统综合分析和对项目产生的财务、经济、社会和环境等方面的效益与影响及其持续性所进行的客观全面的再评价，通过分析和评价、吸取项目的经验和教训，为后续项目的建设提供参考。本文以某产能区块一次、二次加密及聚合物驱项目后评价为例，从工程项目后评价的内容着手，对其进行系统分析研究，对投资项目后评价中数据资料、预测资料、等级资料的统计方法的选择进行了分析，给出了投资项目后评价中各类统计资料的适用统计方法。
二、统计分析方法概述
统计类型根据数据类型，可分为计数资料、预测资料、等级资料三种统计类型，对于每种类型均有相应的统计方法。
（一）计数资料的统计方法
计数资料是将大量的定量指标进行统计归类，计数资料的统计方法主要针对四格表和R×C表进行归类分析，所谓R×C表可以分为双向无序，单向有序、双向有序属性相同和双向有序属性不同四类，不同类的行列表根据其研究目的，其选择方法也不一样。
（二）测资料的统计方法
分析预测资料的统计分析方法可分为参数检验法和非参数检验法。参数检验法主要为t检验和方差分析F检验等，非参数检验法主要包括秩和检验等。t检验主要是将已有的前段实际数据与预测数据进行直观对比，根据数据规律进行重新预测，得出更加准确的结论。F检验是将已有的前段实际数据与预测数据进行方差分析对比，矫正进行重新预测，得出更加准确的结论。
（三）等级资料的统计方法
等级资料是对性质和类别的等级进行分组，再清点每组观察单位个数所得到的资料。在临床医学资料中，常遇到一些定性指标，如临床疗效的评价、疾病的临床分期、病症严重程度的临床分级等，对这些指标常采用分成若干个等级然后分类计数的办法来解决它的量化问题，这样的资料统计上称为等级资料。
三、项目后评价中统计分析法应用分析
项目后评价资料丰富且错综复杂，要想做到合理选用统计分析方法并非易事。对于同一个资料，若选择不同的统计分析方法处理，有时其结论是截然不同的。项目后评价中正确选择统计方法的依据是：第一，根据研究目的，确定数据特征，正确判断统计资料所对应的类型（预测、计数和等级资料）；第二，根据相应的数据类型，选择合适的统计方法进行数据分析；第三，还要根据专业知识与资料的实际情况，结合统计学原则，灵活地选择统计分析方法。
在某产能区块一次、二次加密及聚合物驱投资项目后评价中，有很多情况应采用计数资料的统计方法将大量的定量指标进行统计归类，从而发现其中的规律，为后评价得出正确的评价结果。包括如“项目主要目标实现情况评价表”、“储量变化情况表”、“ 开发方案设计指标评价表”、“地层压力情况统计表”、“ 钻井液参数设计数据表”、“ 各种石英砂性能指标”、“水、聚驱排量相当抽油机和螺杆泵经济评价统计表”、“新钻开发井投资变动情况表”等等。
对水、聚驱投产的205口油井的产液、产油、泵径、泵效、载荷利用率等计数资料进行统计分析，利用单向有序R×C表进行统计，统计如下：
根据R×C表的统计，聚驱区块抽油机井，预测平均单井初期产液74.54t/d，实际初期平均单井日产液80.68t，日产油6.33t，综合含水92.15%，平均泵效65.16%。载荷利用率为36.04%，扭矩利用率为51.83%；水驱区块抽油机井，预测平均单井初期产液22.3t/d，实际初期平均单井日产液27.52t，日产油4.24t，综合含水84.6%，载荷利用率为49.55%，扭矩利用率为58.18%，平均泵效47.15%；通过统计表很清楚地发现，所选抽油机型号可以满足生产要求，且为后期增产措施实施后可以达到的最高产量留有余地。
四、结论
（1）投资项目后评价数据纷繁复杂，首先应对这些数据资料归类整理，认清那些是计数数据、哪些是预测数据、哪些是等级数据，以便选择合适的统计分析方法。
（2）对于定量的实际数据一般应选择计数统计方法，预测性数据一般应用预测对比方法，等级类定性的数据一般应选择等级分类统计方法。
（3）对于不同数据类型，若选择不同的统计分析方法处理，有时其结论是截然不同的。
参考文献：
[1]何静.石油勘探开发建设项目中评价研究[D].四川：西南石油学院，2002.