基于施引期刊的科技論文學術(shù)影響力的多屬性描述研究

●郭 強，趙 瑾

（1．鄭州大學 信息管理系，鄭州 450001；2．中國人民解放軍陸軍軍官學院 軍事運籌教研室，合肥230031）

由于被引次數(shù)與文獻的學術(shù)價值之間具有較為普遍的相關(guān)性，所以，可以選取被引次數(shù)來反映論文或者是期刊的學術(shù)重要性以及學術(shù)影響力。而且被引次數(shù)能夠?qū)ξ墨I被引情況的統(tǒng)計性質(zhì)進行大致的表征，能夠滿足指標的可測取性要求以對文獻的學術(shù)價值進行度量，因此，可將基于被引次數(shù)的相關(guān)復合指標以及論文的下載次數(shù)納入到論文學術(shù)影響力的多屬性描述中以滿足指標的全面性要求。需要指出的是，利用被引次數(shù)來對論文的學術(shù)影響力進行衡量是建立在論文被引次數(shù)的絕對量的基礎(chǔ)上，因為論文被不同期刊引用并不存在對論文影響力表征上的差異，但是不同的施引期刊對論文影響力的體現(xiàn)會有所不同，如論文被具有高影響力的期刊引用所獲得的影響力可能會更高一些。因此，本文希望在論文影響力的多屬性描述中對施引期刊的差異進行體現(xiàn)，并對論文影響力分值的分布情況進行考察以檢驗多屬性描述的合理性，而且希望對建立在論文被引次數(shù)基礎(chǔ)上的復合指標進行考察，從而探討影響力指標及其多屬性應用對施引期刊之間差異表示的適用性。

1 相關(guān)性考察

在對期刊的學術(shù)影響力進行評價時，被引次數(shù)與影響力之間的相關(guān)性使得期刊被引次數(shù)的絕對量能夠成為較為基本的描述指標，而且由于施引期刊的不同能帶來的對被引期刊影響力表征上的差異，［1］因此，需要在被引次數(shù)絕對量的基礎(chǔ)上對施引期刊的重要性或是影響力之間的不同進行體現(xiàn)。那么與期刊相類似，由于論文的影響力與其施引期刊的影響力之間具有一定的相關(guān)性，所以，在被引次數(shù)中考慮施引期刊的不同，能夠有助于區(qū)分具有相同被引次數(shù)的論文對其影響力的描述。

為進一步論證論文影響力與其施引期刊影響力之間的相關(guān)性，選取2004年6月份至2005年6月份出版的圖書情報類期刊論文作為考察對象，根據(jù)所得數(shù)據(jù)對論文的影響力指標進行主成分分析，由此對指標的權(quán)重進行確定并得到每篇論文的影響力分值，其中利用文獻［2］中的論文影響力指標體系考慮論文的下載情況，選取CNKI的鏡像站版作為數(shù)據(jù)的來源，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計時間為2011年10月。如果以施引期刊的影響因子的算術(shù)平均值來近似表示論文的施引期刊的影響力，其中施引期刊相同時對期刊的影響因子進行累計求和，那么，每篇論文均有與其相對應的影響力分值以及施引期刊影響因子的平均值，從而針對這兩個變量的樣本對能夠得到該兩變量之間的等級相關(guān)系數(shù)為0.488，同時對兩變量之間的相關(guān)關(guān)系進行顯著性檢驗，能夠得到在0.01水平下兩個變量之間在總體上具有等級相關(guān)性。采用等級相關(guān)系數(shù)的原因是由于論文的影響力分值與其施引期刊影響因子的平均值在論文中可能均不嚴格服從正態(tài)分布。

在對各指標值進行均值化的基礎(chǔ)上得到，在總方差解釋表中，前兩個主成分所對應的相關(guān)矩陣的特征值分別為7.827與1.598，并且這兩個主成分的方差累積百分比能夠達到85.682%，各指標的公因子方差的平均值為0.857且標準差為0.110，所以提取前兩個主成分，由主成分所對應的特征值以及各指標與主成分之間的相關(guān)系數(shù)能夠得到主成分與各指標之間的線性關(guān)系，以及論文影響力的分值表達式，分值表達式中的指標值取均值化后的指標值。由于在這里是利用施引期刊影響因子的平均值來對論文的施引期刊的影響力進行表征，所以需要對施引期刊的影響因子進行求和，因此，選取單一學科領(lǐng)域的期刊論文作為考察對象以進行施引期刊影響力之間的近似比較。需要指出的是，對施引情況的影響力進行平均時，沒有將論文被學位論文引用的情形包含在施引范圍內(nèi)，是原因如果需要對論文影響力的描述較為全面時，則需要將論文被學位論文引用的情形納入到施引范圍內(nèi)，這樣會對論文的影響力分值與其施引情況影響力之間的樣本相關(guān)系數(shù)產(chǎn)生影響，這也是造成上述等級相關(guān)系數(shù)偏低的原因。另外，還需對利用樣本的平均值作為特征對考察的有效性進行探討，如選取施引期刊影響因子的最大值來對論文的施引期刊的影響力進行近似地表示，那么能夠得到論文的影響力分值與該指標之間的等級相關(guān)系數(shù)為0.714，類似地能夠?qū)@兩個變量之間的等級相關(guān)性進行顯著性檢驗，可以得出在0.01水平下，這兩個變量在總體上具有等級相關(guān)性。

此外，還可以利用施引期刊影響力的不同，對具有相同或相近被引次數(shù)的論文的影響力進行描述，從而有助于體現(xiàn)該類論文影響力的差異，如將所選取的論文按照被引次數(shù)降序排列并進行分組（各分組的論文數(shù)量大于7，共29個分組），假設(shè)相同分組內(nèi)的論文具有相近的被引次數(shù)，那么可以得到各個論文分組中每篇論文的影響力分值以及施引期刊的影響因子平均值，由此可以得到這兩個變量的樣本相關(guān)系數(shù)，以及相關(guān)系數(shù)的平均值0.334，標準差為0.196，并且在0.01水平下有13個分組的論文影響力分值與其施引期刊的影響力之間在總體上具有等級相關(guān)性。同樣，由于學位論文的影響力與期刊影響力之間的可加性，所以在論文的施引情況中沒有將學位論文的施引情形包含在內(nèi)，同時在對論文的施引期刊的影響力進行描述時，選取了施引期刊的影響因子的平均值來進行表示，這是造成相關(guān)系數(shù)平均值偏低的原因，而且，學位論文的施引情形在各論文分組中分布的隨機性也會使得相關(guān)系數(shù)具有較大的標準差。為了考察施引期刊的影響力表征，選取施引期刊影響因子的最大值來進行表示，可以得到各個分組中相關(guān)系數(shù)的平均值僅為0.260，標準差為0.164，其中分組情況保持不變，在該情形下，盡管各個分組中的相關(guān)系數(shù)的最大值能夠達到0.670，但是相關(guān)系數(shù)也會出現(xiàn)負相關(guān)的情形，如最小值為-0.351，并且在0.01水平下僅有3個分組的論文影響力與施引期刊的影響力之間在總體上具有等級相關(guān)性，同時在負相關(guān)情形的分組中，這兩個變量在總體上也均不具有負的等級相關(guān)性。這說明如果施引期刊具有較高的影響力，對于論文的影響力也會具有促進作用，所以影響因子的最大值與論文的影響力分值之間會具有其正相關(guān)性。另外，選取影響因子的最大值作為施引期刊影響力的表征時，兩個變量之間的相關(guān)性相對較低，相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)為較小的平均值以及較大的標準差，究其原因是由于采用施引期刊影響因子的最大值對施引期刊的影響力進行反映的全面性，采用影響因子的最大值能夠?qū)κ┮诳挠绊懥Φ拇笮》秶M行大致的表示，論文施引情況的引用數(shù)量以及施引期刊影響力的大小都要進行考慮。此外還需要對施引期刊的影響力表征進行考察，從而對于被引次數(shù)相同或相近的論文，能夠?qū)φ撐牡挠绊懥Ψ种蹬c施引期刊的影響力之間的相關(guān)程度進行有效的體現(xiàn)，由此能夠從側(cè)面檢驗利用施引期刊的不同來對具有相同被引次數(shù)論文的影響力差異進行反映的有效性。

由以上考察可顯示，在分組的情況下，各分組的論文的影響力與其施引期刊的影響力之間具有一定的正相關(guān)性，如果這種相關(guān)性成立，那么會使得引入施引期刊的影響力來對論文影響力進行反映具有其實際基礎(chǔ)，而且上述考察結(jié)果所顯示的弱相關(guān)性也從側(cè)面意味著需要引入其他指標來滿足描述的全面性。

如果論文的影響力與施引期刊的影響力之間存在較好的正相關(guān)性，其中論文影響力是建立在影響力指標體系的基礎(chǔ)上，論文被引次數(shù)的絕對量是其中的組成部分，那么在該體系中去除論文被引次數(shù)絕對量之外的與論文被引情況有關(guān)的指標，包括論文的年均被引次數(shù)，論文在發(fā)表后三年中的被引次數(shù)，論文在發(fā)表后的最大年度被引量，論文的相對年均被引量，以及論文在發(fā)表后三年中的相對被引總量，能夠得到分別建立在調(diào)整前后的描述體系上的論文影響力之間會具有較高的相關(guān)性，及被引類指標之間的相關(guān)系數(shù)均相對較高且最小值為0.922，所以調(diào)整后的論文影響力與施引期刊的影響力之間也會具有較好的正相關(guān)性。那么在假設(shè)剩余各指標相互之間存在一定獨立性的基礎(chǔ)上，假設(shè)由被引次數(shù)的絕對量所體現(xiàn)的論文影響力與施引期刊的影響力之間會存在正相關(guān)性，從而可以在兩者之間建立線性回歸關(guān)系。由于施引期刊的影響力表征的理想情況是將施引期刊影響力的大小以及施引的數(shù)量均納入在內(nèi)，所以當施引期刊的影響力表征為零時，由被引次數(shù)的絕對量所體現(xiàn)的論文影響力也會為零，由此，可以認為該兩變量之間線性關(guān)系為正比例關(guān)系，設(shè)比例系數(shù)為r。那么，對于被引次數(shù)為1的論文，其被引數(shù)的絕對量所表示的論文影響力應當?shù)扔趓乘以施引期刊的影響力，所以對于被引次數(shù)為n的論文，其被引次數(shù)的絕對量所表示的論文影響力能夠等于各個單位被引次數(shù)所表示的論文影響力之和，從而等于r乘以n份施引期刊的影響力之和。如果以施引期刊的影響力之和來表示論文施引期刊的整體影響力，那么，施引期刊的影響力之和與其平均值之間的等級相關(guān)系數(shù)近似為0.735，并且在0.01水平下施引期刊的影響因子之和與影響因子的平均值在總體上具有等級相關(guān)性，被引次數(shù)絕對量所表示的論文影響力與施引期刊的影響力之間為正相關(guān)相一致，另外，在對論文的影響力指標進行主成分分析時，如果對指標采取均值化，那么某一指標所乘常系數(shù)r的變化不會影響指標均值化后的取值；同時該系數(shù)r的變化也不會改變指標之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，所以可以取比例系數(shù)r等于1，由此，能夠得到由被引次數(shù)的絕對量所表示的論文影響力等于各施引期刊的影響因子之和，進一步地，能夠?qū)τ绊懥χ笜诉M行主成分分析并對各指標的權(quán)重進行確定。

2 影響力描述

除了將各施引期刊的影響因子之和作為指標之外，仍然選取文獻［2］中的論文影響力指標，包括論文所屬期刊的影響因子，論文所屬期刊的相對影響因子，論文的下載次數(shù)，論文的年均下載次數(shù)，以及論文的相對年均下載次數(shù)，其中相對指標值仍然是利用絕對指標值與該絕對指標值的平均值進行相除來得到。對所選取的論文樣本，在對各指標進行均值化的基礎(chǔ)上能夠得到指標的相關(guān)系數(shù)矩陣。在該矩陣中論文所屬期刊的影響因子與其相對影響因子之間的樣本相關(guān)系數(shù)屬于強相關(guān)，并且這兩個變量與其余變量之間的樣本相關(guān)系數(shù)的最大值僅為0.362，而其余變量之間的相關(guān)系數(shù)的最小值卻能夠達到0.553，由此按照指標之間的相關(guān)系數(shù)可以對指標進行歸類，并且能夠提取兩個主成分來對這些指標進行總體的反映，這兩個主成分分別與期刊類指標以及論文類指標相對應。在總方差解釋表中，前兩個主成分的方差累計百分比能夠達到90.545%，對應的相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值分別為3.698以及1.734，如果選取這兩個主成分，那么利用成分矩陣中各變量與主成分之間的相關(guān)系數(shù)能夠得到變量的公因子方差分別為0.533、0.989、0.989、0.981、0.966、0.973，同時公因子方差的平均值以及標準差為0.905與0.182，所以能夠選取前兩個主成分來對指標進行描述。在成分矩陣中，施引期刊影響因子之和與第一主成分的相關(guān)系數(shù)為0.729，其余的論文類指標與該主成分的相關(guān)系數(shù)均在0.9以上并且最大值為0.931，相對應地，與第一主成分相比，兩個期刊類指標與第二主成分之間具有相對較高的相關(guān)系數(shù)且均為0.834，于是所選取的兩個主成分能夠分別與論文類指標與期刊類指標相對應，但是，當選取這兩個主成分時，施引期刊的影響因子之和具有相對偏低的公因子方差，所以考慮選取前三個主成分，此時方差累計百分比為99.642%，各個變量的公因子方差的平均值等于0.996，而標準差僅為0.005，且與第三主成分相對應的特征值為0.546，在成分矩陣中，除了施引期刊影響因子的求和之外，其余指標之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系與選取兩個主成分時的情形相同，論文的下載類指標與第一主成分之間的相關(guān)系數(shù)相對較高并且均在0.920以上，期刊類指標與第二主成分之間的相關(guān)系數(shù)均為0.834，而施引期刊影響因子之和與第一以及第三主成分之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.729與0.683。由于這兩個相關(guān)系數(shù)的差異相對較小，所以對于該指標與各個主成分之間的對應關(guān)系還需要做進一步的討論。施引期刊的影響因子之和能夠與論文的被引類指標相對應，或者是與上述的論文下載類指標以及期刊類指標不同，而將該指標歸為第三類，從而第三主成分能夠與論文的被引類指標相對應，如果不強調(diào)對論文類指標的劃分，那么仍然是選取前兩個主成分，這兩個主成分分別對應于論文的論文類指標以及論文的期刊類指標，由此，根據(jù)各指標與主成分之間的相關(guān)系數(shù)以及與主成分對應的特征值，能夠給出主成分表達式為F1=0.379z1+0.282z2+0.282z3+0.484z4+0.479z5+0.484z6以及F2=0.034z1+0.634z2+0.634z3-0.256z4-0.262z5-0.248z6，同時論文的影響力分值為w=0.269z1+0.394z2+0.394z3+0.248z4+0.242z5+0.250z6，其中 zi為各指標均值化后的取值。

進一步對所得影響力分值在論文中的分布情況進行考察。將論文按照其影響力分值進行降序排列，并分別對論文數(shù)以及相應的影響力分值求累計和，可以得到論文的累計量與論文影響力的累計分值之間的關(guān)系（如圖1所示），其中假設(shè)所選取的論文樣本能夠滿足相同考察時段的要求。

圖1 論文累計量與論文影響力分值累計量的關(guān)系圖

在圖1中，橫軸為論文累計數(shù)的對數(shù)，縱軸為論文影響力分值的累計量，從直觀上論文的影響力分值在論文中具有一定的布拉德福分布的特征。如果取分區(qū)數(shù)為3，那么相應地能夠取核心區(qū)的論文數(shù)為291，各分區(qū)影響力分值累計和的平均值為1092.576，標準差為0.557，此時各分區(qū)論文累計和之間相繼比的平均值為2.440，標準差偏大為1.241。如果對分區(qū)數(shù)進行調(diào)整取為5，那么相應的有核心區(qū)的論文數(shù)為144，各個分區(qū)的論文累計和的相繼比的平均值為1.486，標準差僅為0.144，同時各個分區(qū)的影響力分值的平均值為655.546，標準差僅為1.087。由此可以認為，該分布能夠在一定程度上滿足布拉德福分布分區(qū)的要求。另外，盡管并不明顯，但是在論文影響力分值偏低處可以看到格魯斯下垂的出現(xiàn)，這意味著在影響力偏低的區(qū)域有相對較多的論文具有偏小的影響力分值，從而使得當論文的累計量增加時，論文影響力分值的累計和的增長速率會有所下降，造成該現(xiàn)象不明顯的一種可能原因是在這里選用了論文的下載情況來對論文的影響力進行描述。與被引次數(shù)較高的論文相比，網(wǎng)絡(luò)環(huán)境對被引次數(shù)相對較低的論文的影響力的提升幅度會相對較高，這樣會使得論文影響力分值在論文中的分布更為分散，而這種分散性對于末尾分區(qū)中大量論文具有偏低影響力分值的現(xiàn)象會有一定的抑制作用。如果選取分區(qū)數(shù)等于5，那么核心區(qū)與非核心區(qū)的擬合方程分別為m=12.535n0.802以及m=1163.3Lnn-5538.6，其中判定系數(shù)分別能夠達到0.9989以及0.983，m和n分別為論文影響力分值的累計和以及論文數(shù)的累計和，那么，在總體上，論文累計和與其影響力分值累計和之間的關(guān)系能夠在一定程度上與布拉德福分布的要求相一致。

另一方面，盡管考慮施引期刊的不同，會使得論文的影響力分值與相應的排序情況發(fā)生變化，但是與被引次數(shù)偏低的論文相比，被引次數(shù)相對較高的論文影響力的變化幅度會相對較小。

圖2 論文被引次數(shù)與論文影響力排序變化情況的關(guān)系圖

將論文按照其被引次數(shù)進行降序排列，對于每篇論文能夠分別得到在考慮施引期刊差異以及只考慮論文被引次數(shù)絕對量情況下的影響力分值與相應的影響力排序，以及兩種情況中論文影響力排序值的差值（如圖2所示）。在圖2中，橫軸為論文的被引次數(shù)，縱軸為被引次數(shù)范圍中論文排序值差值的平均值。由圖2可以看出，在總體上隨著論文被引次數(shù)的降低，論文影響力排序的變化幅度也會逐漸增大，同時在被引次數(shù)相對居中的區(qū)域，隨著被引次數(shù)的較少，論文影響力排序值的差值會逐漸增大并且大于零，進而在被引次數(shù)相對偏低的區(qū)域，影響力排序值的差值會逐漸減小并且最終為負數(shù)。由于在被引次數(shù)偏高的區(qū)域，論文影響力的排序情況沒有發(fā)生顯著的變化，所以在考慮施引期刊的不同時，被引次數(shù)偏低以及居中的論文的影響力排序會發(fā)生相互之間的轉(zhuǎn)化，并且在總體上被引次數(shù)相對居中的論文的排序值會有所上升，同時具有偏低被引次數(shù)的論文的排序值也會相應地有所下降。這意味著對于所選取的論文樣本，當引入施引期刊的差異時，在被引次數(shù)居中的區(qū)域，施引期刊影響因子之和對于論文排序的降低效應大于對排序的提升效應；而且，在被引次數(shù)相對較高的區(qū)域，影響因子之和對于排序的降低與提升效應均相對較小。另外，在被引次數(shù)相對較低的區(qū)域，與論文的被引次數(shù)相比，施引期刊的影響因子之和會表現(xiàn)為對論文的排序具有提升作用。由于在被引次數(shù)偏低的區(qū)域，相對較多的論文具有相對較低的影響力分值，所以，施引期刊的差異對于論文影響力分值的排序情況具有相對較大的影響，這也是在被引次數(shù)偏低區(qū)域影響力排序值變化幅度相對較大的另一個原因。

3 結(jié)束語

需要指出的是，如果論文的影響力是建立在調(diào)整之前的描述體系上，由于論文影響力與施引期刊的影響力之間會存在一定的正相關(guān)性，而且調(diào)整之前的描述體系所包含的被引次數(shù)的相對量與最大年度被引量等指標與施引期刊的影響力會有關(guān)聯(lián)，那么此時，僅由被引次數(shù)的絕對量體現(xiàn)的論文影響力與施引期刊的影響力之間的線性回歸關(guān)系并不顯然。利用調(diào)整后的描述體系，能夠近似地認為兩者之間具有正相關(guān)性，并在此基礎(chǔ)上進一步將其余的最大年度被引次數(shù)等被引類指標納入進來。

［1］任勝利.特征因子:基于引證網(wǎng)絡(luò)分析期刊和論文的重要性［J］.中國科技期刊研究，2009，20（3） :415－418.

［2］金晶,等.不同學科領(lǐng)域自然科學論文學術(shù)影響力評價與比較的可行性研究［J］．科技管理研究，2010（14）：279－284.