被引類指標調(diào)整的科技論文學術(shù)影響力研究

●郭 強，趙 瑾

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

被引類指標調(diào)整的科技論文學術(shù)影響力研究

●郭 強1，趙 瑾2

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

學術(shù)影響力；多屬性描述

在對論文影響力與其施引期刊影響力之間的相關(guān)性進行考察的基礎上，對論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力進行探討，對相應的論文影響力描述以及影響力分值的分布情況進行了考察。

對科技論文的學術(shù)影響力進行考察時，由于論文的被引次數(shù)與論文的學術(shù)影響力之間具有較好的相關(guān)性，而且網(wǎng)絡環(huán)境下期刊以及論文被引次數(shù)的獲取具有便捷性，所以，能夠?qū)⒄撐谋灰螖?shù)的絕對量作為論文學術(shù)影響力的側(cè)面表征以及描述指標。由于論文的下載次數(shù)與被引次數(shù)之間存在差異，在論文的影響力指標中也需考慮論文的下載情況。在此基礎上應納入論文的相關(guān)被引類指標以及下載類指標以盡可能地滿足對指標的全面性要求，而且當論文被具有不同影響力的期刊引用時，該論文所獲得的影響力也會有所不同。因此，需要在被引次數(shù)絕對量的基礎上對施引期刊的差異進行探討。而且在對論文的影響力與其施引期刊的影響力之間的相關(guān)性進行考察的基礎上，能夠得到由被引次數(shù)的絕對量所表征的論文影響力與其施引期刊影響因子之和之間的正相關(guān)性，同時，也應對施引期刊影響力描述的全面性進行改進，或者是在施引期刊影響因子的基礎上納入相關(guān)的期刊影響力指標。類似地，在對論文影響力與施引期刊整體影響力相關(guān)性考察的基礎上，也能夠得到由論文被引次數(shù)的絕對量所體現(xiàn)的論文影響力與其施引期刊影響力分值之和之間的相關(guān)關(guān)系。其中，施引期刊的整體影響力由施引期刊的影響力描述體系及其影響力分值來得到。本文希望對考慮施引期刊影響力差異時的其余被引類指標所表征的論文影響力進行探討，并對相應的論文影響力分值的分布與排序變化情況進行考察，由此對所得的論文影響力多屬性描述的合理性進行側(cè)面檢驗。同時，希望對施引期刊整體影響力表征的選取進行進一步探討。

1 相關(guān)性考察

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，因為施引期刊的影響力對被引文獻的影響力具有促進作用，能夠?qū)烧咧g的相關(guān)關(guān)系進行考察。其中，論文的影響力分值仍然是按照文獻［1］中的論文影響力指標以及考慮論文的下載情況來得到。同時，選取施引期刊的整體影響力為論文施引期刊的影響力分值的累計和。由于論文影響力的被引類指標，包括論文總的被引次數(shù)與論文在發(fā)表后三年中的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)，經(jīng)驗考察的結(jié)果顯示，這些指標往往具有較好的相關(guān)性。所以，如果由這些指標所表征的論文影響力與施引期刊影響力之間具有正相關(guān)性，那么，當不考慮其他被引類指標時，僅由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)指標與其余指標所表征的論文影響力也會與施引期刊的影響力之間具有這種相關(guān)關(guān)系。由于其他指標能夠分別與論文所屬期刊的影響力以及論文的下載情況相對應，在這些指標與論文的被引類指標之間存在獨立性的假設基礎上，也能夠得到僅由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)所表征的論文影響力能夠與其施引期刊的影響力之間的正相關(guān)性，從而能夠在這兩者之間建立線性回歸關(guān)系，假設c=rk+b，其中，c為沒有考慮施引期刊影響力差異時的論文在發(fā)表三年后的被引次數(shù)所表征的論文影響力，k為施引期刊的整體影響力。當考慮施引期刊的影響力差異時，可以得到由論文被引次數(shù)的絕對量所體現(xiàn)的論文影響力與其施引期刊整體影響力之間的正相關(guān)性，以及兩變量之間的回歸關(guān)系為d=r’k+b’。其中，d為被引次數(shù)的絕對量所表征的論文影響力。那么，由單位被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力能夠等于r’乘以該施引期刊的影響力分值并與b’進行求和。如果論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力等于其中各個單位被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力的累計和，那么，當考慮施引期刊的影響力差異時，由論文在其發(fā)表三年后總的被引次數(shù)所表征的論文影響力能夠為c’=r’k’+nb’。其中，n為論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)，k’為論文發(fā)表三年后施引期刊的影響力分值之和。此時，由該指標所體現(xiàn)的論文影響力也能夠與上述沒有考慮施引期刊差異時該被引次數(shù)所表征的論文影響力具有較好的相關(guān)性，從而在一定程度上與直觀認識相一致。畢竟論文的被引次數(shù)與其施引期刊的影響力分值之和之間會具有其正相關(guān)性。因為當論文被具有較高影響力的期刊引用時，論文所獲得的影響力也會相對較高，從而能夠為論文帶來更多的下載次數(shù)并使論文具有被引用的可能。同時，系數(shù)r’與b’能夠由被引次數(shù)的絕對量所體現(xiàn)的論文影響力與施引期刊整體影響力之間的回歸關(guān)系來得到。如對于情報科學期刊在2004年6月出版的論文而言，可以得到這兩個變量之間的回歸關(guān)系為d=1.484k+0.173，并且判定系數(shù)能夠達到0.780。其中，論文被引次數(shù)的絕對量與施引期刊影響力分值之和均取為該兩變量均值化后的取值。需要指出的是，利用所選取論文的相應指標的平均值來得到均值化后的取值。實際上，需要調(diào)整所選取的論文范圍，從而使得對于這種回歸關(guān)系的考察以及對其中指標取值的確定能夠具有一般性，或者是利用所選取的論文的指標平均值來對具有統(tǒng)計意義的論文范圍的相應指標值的平均值進行近似。另外，在所得的回歸關(guān)系中，論文的被引次數(shù)由CNKⅠ的鏡像站版得到且統(tǒng)計時間為2011年10月。需要指出的是，假設圖書情報類期刊論文的最大引文年限為3年，而且選取上述論文以及該統(tǒng)計時間是認為對論文的考察時段足夠長，從而能夠利用在該統(tǒng)計時間的被引次數(shù)來對論文總的被引次數(shù)進行近似。同時，施引期刊的整體影響力是利用對施引期刊的影響力分值進行求和來進行表征，在CNKⅠ的鏡像站版中能夠得到論文的施引期刊。在對施引期刊的影響力進行考察時，仍然選取期刊在其施引年度的影響因子與被引半衰期，以及期刊在其施引年度的被引次數(shù)與下載次數(shù)作為期刊影響力指標，并且利用這些指標的相對值來對期刊的影響力進行描述。［1］對于圖書情報類期刊論文而言，由于其施引期刊的范圍會相對較為集中，所以，在這里是利用該領(lǐng)域中的期刊在施引期刊年度指標值的平均值來對期刊相應指標值的平均值進行近似。同時，也由于施引期刊范圍的相對集中性可以近似地認為不同施引期刊的指標值之間會具有一定的可比性。然而，在這里沒有考慮當施引期刊屬于不同學科時不同期刊的指標值之間的可加性。因此，上述指標的相對指標值是由這些指標值分別與圖書情報類期刊在施引年度的對應指標的平均值進行相除來得到，并且圖書情報領(lǐng)域的期刊劃分仍然按照CNKⅠ鏡像站中的期刊分類來得到。另外，在對指標的權(quán)重進行考察時，由于相對于所選取的指標而言，上述論文的施引期刊的數(shù)量會相對較少，因此，仍然利用判斷矩陣來對指標的權(quán)重進行探討。在對指標的相對重要性進行考察的基礎上，能夠初步得到指標的判斷矩陣并且所得判斷矩陣的一致性比率能夠小于0.1且為0.039，由此能夠接受該判斷矩陣的不一致性。同時，該矩陣的最大特征值與相應的特征向量分別為8.391以及0.243、0.143、0.074、0.030、0.251、0.151、0.074、0.033，將該特征向量作為上述影響力指標的權(quán)重，并取施引期刊的影響力等于這些指標的線性加權(quán)求和。其中的指標值是取指標均值化后的取值且該均值化后的取值是利用上述選取的論文的相應指標的平均值來得到，那么，由此能夠得到論文的各個施引期刊的影響力分值，以及能夠?qū)γ科撐牡氖┮诳挠绊懥Ψ种颠M行求和。需要指出，這里的求和需要建立在不同期刊的指標具有可比性的基礎上。根據(jù)上述論文被引次數(shù)的絕對量與其施引期刊整體影響力之間的回歸關(guān)系，對于所選取的論文而言，能夠得到當考慮施引期刊的影響力差異時，由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力c’=1.484k’+0.173n。其中，n為發(fā)表三年后總的被引次數(shù)，k’為相應的施引期刊影響力分值之和。

進一步也能夠得到，當考慮施引期刊的影響力差異時，由論文的最大年度被引次數(shù)所表示的論文影響力。如在論文影響力與其施引期刊整體影響力之間具有相關(guān)性的基礎上，由于論文的被引總量與發(fā)表三年后的論文被引次數(shù)以及論文的最大年度被引次數(shù)之間具有較好的相關(guān)性。所以，當在論文影響力指標中不考慮前兩個指標時，不會顯著影響所得論文影響力與施引期刊影響力之間的相關(guān)性。同時，其余的論文影響力指標分別與論文的下載情況以及論文所屬期刊的影響力相對應。因此，在假設論文的被引情況與論文的下載類指標，以及論文所屬期刊的影響力指標之間具有一定的獨立性的基礎上，在這里近似地認為由論文的最大年度被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力與論文施引期刊的整體影響力之間相關(guān)關(guān)系的存在，從而建立這兩者之間的回歸關(guān)系為m=sk+a。其中，m為沒有考慮施引期刊影響力差異時由論文最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力。另外，由上述論文被引次數(shù)的絕對量所表示的論文影響力與施引期刊整體影響力之間的回歸關(guān)系d=r’k+b’，同樣能夠得到由單位被引次數(shù)所表征的論文影響力等于r’與該施引期刊影響力分值的乘積并與b’進行求和。那么，當考慮施引期刊的影響力差異時，如果能夠假設由論文最大年度被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力等于其中各單位被引次數(shù)所表征的論文影響力之和，此時由最大年度被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力能夠為m’=r’l’+n’b’。其中，m’為考慮施引期刊差異時由論文的最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力，l’為最大被引年度中施引期刊的影響力分值之和。當出現(xiàn)相同的施引期刊時，對該施引期刊的影響力分值進行累計，n’為論文的最大年度被引次數(shù)。對于上述所選取的論文而言，可以得到由論文的被引次數(shù)的絕對量所表征的論文影響力與其施引期刊整體影響力之間的回歸關(guān)系為d=1. 484k+0.173。因此，由論文的最大年度被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力能夠等于m’=1.484l’+0.173n’。

上述論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及論文最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力是建立在論文影響力與其施引期刊影響力之間具有相關(guān)性的基礎上，如對于所選取的2004年6月份出版的情報科學期刊論文而言，能夠得到這兩者之間的等級相關(guān)系數(shù)為0.718，且該兩變量能夠在0.01水平下在總體上等級相關(guān)。其中，對論文的影響力分值進行確定時，需要對指標的權(quán)重進行考察，仍然選取2004年6月以及2005年6月出版的圖書情報期刊論文作為考察對象。由于論文的數(shù)量相對較多并且指標之間具有一定的相關(guān)性，所以，仍然對指標的主成分進行考察并由此得到指標的權(quán)重。在對各論文影響力指標進行均值化后能夠得到這些指標的相關(guān)系數(shù)矩陣，在所得的總方差解釋表中與前兩個主成分對應的矩陣特征值分別為7.827、1.598，相應的方差累計百分比能夠達到85.682%。而且各影響力指標的公因子方差也能夠較為接近，如公因子方差的平均值為0.857且標準差僅為0.110。由此能夠提取前兩個主成分。同時，根據(jù)各指標與主成分之間的簡單相關(guān)系數(shù)，這兩個主成分能夠分別與期刊類指標及論文類指標相對應，這也與直接從指標間相關(guān)系數(shù)的取值出發(fā)得到的指標劃分相一致。進一步利用與主成分相對應的矩陣特征值及各影響力指標與這兩個主成分之間的相關(guān)系數(shù)，可以得到主成分以及論文的影響力分值與各論文影響力指標之間的線性關(guān)系，其中的指標值是各個指標均值化后的取值，且相對指標的取值是利用指標值與同年度論文的相應指標值的平均值進行相除來得到。由于上述選取的論文均屬于圖書情報領(lǐng)域，所以，能夠在一定程度上保證不同論文指標值之間的可比性。由于能夠得到各影響力指標值的平均值，同時，論文施引期刊的影響力仍然利用對其施引期刊的影響力分值進行求和來進行表征，由此對于上述選取的情報科學期刊論文而言，每篇論文均有論文影響力分值與施引期刊的整體影響力與其相對應。所以，能夠?qū)@兩個變量之間的相關(guān)情況進行考察。在這里采用等級相關(guān)系數(shù)的原因是由于直觀上這兩個變量的分布性質(zhì)均不能夠與正態(tài)分布相吻合。畢竟相對較多的論文的影響力分值會相對較低，同時，也會有相對較少的論文的施引期刊會具有相對較高的整體影響力。需要指出，這里僅對論文施引期刊的影響力進行考察，意味著沒有將論文被學位論文及會議論文引用的情形包含在內(nèi)。然而，對論文的總體被引情況進行反映時，需要將這兩種施引情形納入在內(nèi)，由于學位論文、會議論文的影響力描述與施引期刊影響力表征之間的可比性，所以，在這里沒有將這兩種情形考慮在內(nèi)。同時，在對論文的影響力分值進行考察時，將論文的總被引次數(shù)作為論文的影響力指標，包括了學位論文、會議論文引用的情形。因此，這里的論文影響力分值與施引期刊的影響力分值并沒有建立在相同的被引次數(shù)基礎上，而且也需要調(diào)整所考察的論文范圍，使得對兩變量相關(guān)性的考察能夠具有一般性。此外，需要對施引期刊整體影響力的表征進行探討。如選取施引期刊的影響分值的最大值來對施引期刊的影響力進行描述時，能夠得到論文影響力與其施引期刊影響力之間的相關(guān)系數(shù)為0.566，而當選取施引期刊影響力分值的平均值作為表征時，該兩變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.307，并且在0.1水平下該兩變量在總體上等級相關(guān)?？梢钥闯?，此時，兩變量之間的相關(guān)系數(shù)相對較低并且顯著性水平也僅為0.1，由此需要對施引期刊影響力分值的分布情況作進一步的考察，并使得所選取的表征能夠?qū)φ撐谋灰闆r中的施引數(shù)量以及影響力大小均能進行有效地反映。除了論文影響力與施引期刊影響力之間的相關(guān)性之外，上述論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)及最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力也需要建立在論文影響力指標中被引類指標之間具有相關(guān)性的基礎上。如對于選取的在2004年6月以及2005年6月出版的圖書情報論文而言，能夠得到被引類指標之間的簡單相關(guān)系數(shù)最小值為0.922，并且均能夠在0.01水平下在總體上具有相關(guān)性。同時，需要對變量之間的等級相關(guān)性以及指標取值的分布情況進行考察。

2 影響力描述

在對論文的影響力進行考察時，能夠考慮由論文被引次數(shù)的絕對量與論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)所分別體現(xiàn)的論文影響力，并且當考慮施引期刊的影響力差異時，由論文被引次數(shù)的絕對量所表征的論文影響力能夠取為施引期刊的影響力分值之和。同時，由后兩者所體現(xiàn)的論文影響力，能夠分別與論文發(fā)表三年后施引期刊的影響力分值之和及最大被引年度中施引期刊的影響力分值之和相對應，能夠進一步對論文影響力指標進行主成分考察，并由此對指標的權(quán)重以及論文的影響力分值進行探討。同時，其余的影響力指標仍然選取為論文所屬期刊的影響因子與論文的下載次數(shù)以及論文的年均下載次數(shù)，而且需要考慮這些指標的相對指標。［1］相對指標的取值仍然是利用2004年6月出版的圖書情報類期刊論文的對應指標值的平均值來得到。

在這里，由于僅對在2004年6月出版的情報科學期刊論文的施引期刊的影響力進行了考察，所以，在對指標的權(quán)重進行探討時，由于這些論文屬于相同的期刊而具有相同的所屬期刊影響因子，由此在這里是利用指標的判斷矩陣來對指標的權(quán)重進行確定。如在對指標相對重要性進行考察的基礎上能夠初步得到這些指標的判斷矩陣。該矩陣的特征值與特征向量分別為8.623以及0.254、0.138、0.037、0.181、0.234、0.063、0.038、0.055。同時，該判斷矩陣的一致性指標為0.089，相應的一致性比率等于0.063并且小于0.1。由此可以接受該初步得到的矩陣的不一致性，并將該特征向量作為上述選取的論文影響力指標的權(quán)重，那么，在假設所選取的論文影響力指標具有一定的獨立性的基礎上，取論文的影響力分值等于這些指標的線性加權(quán)求和。同時需要考慮的是，指標與論文影響力之間的正相關(guān)性以及假設這些指標對于論文影響力進行反映時能夠具有一定的全面性。其中，對指標進行求和時指標值仍然取為指標均值化后的取值，其原因是均值化后不會改變上述影響力指標的符號，由此能夠?qū)χ笜酥蹬c論文影響力分值的累計量以及累計量之間的關(guān)系進行考察，同時，也能夠使得影響力指標取值之間具有可加性，由此能夠根據(jù)各指標的取值來得到論文的影響力分值以及對該影響力分值的分布情況進行考察。

直觀上對于特定的主題而言，相對較少的論文會具有相對較高的論文影響力，相對較多的論文影響力分值會相對較低。如果將上述選取的情報科學期刊論文按照其影響力分值進行降序排列，并對論文的影響力分值以及相應的論文數(shù)量求累計和，那么能夠?qū)λ美塾嬃恐g的關(guān)系進行考察并對上述論文影響力分值的合理性進行檢驗，或者是這種影響力分值在論文中的分布情況應當與直觀認識相一致。由此從側(cè)面對由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及由最大年度被引次數(shù)所分別表征的論文影響力的合理性進行探討。需要指出的是，在確定論文的影響力分值時，除了被引類指標之外，指標均值化后的取值是由2004年6月與2005年6月出版的圖書情報類期刊論文的相應指標的平均值來得到。對于被引類指標而言，由于僅對2004年6月出版的情報科學期刊論文的施引期刊的影響力進行了考察，所以，被引類指標均值化后的取值是僅由在2004年6月出版的情報科學期刊論文的相應指標的平均值來得到，需要對考察的論文范圍進行調(diào)整以保證均值化后的指標值之間的可比性。

在此基礎上，希望能夠?qū)Ρ灰愔笜怂w現(xiàn)的論文影響力的合理性進行初步探討，如能夠得到論文累計量與相應的論文影響力累計分值之間的關(guān)系（如圖1所示）。

圖1 論文累計量與論文影響力累計分值之間的關(guān)系圖

在圖1中，橫軸為論文累計量的對數(shù)，縱軸為論文影響力的累計分值。在得到論文的影響力分值時需要對最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力進行考察。當具有最大被引次數(shù)的年度為多個時，對這些年度進行任意選取并由所得年度中的施引期刊的影響力分值之和來得到最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力。由圖1可以看出，論文影響力分值在論文中具有一定的布拉德福分布特征。如取分區(qū)數(shù)為3時，能夠得到各分區(qū)影響力累計分值的平均值為14.687，而標準差僅為1.109，且各分區(qū)中論文累計量的相繼比的平均值為1.683且標準差僅為0.024。當取分區(qū)數(shù)為5時，同樣能夠得到所得各分區(qū)中的影響力累計分值的平均值與標準差分別為8.812、0.603，而各分區(qū)中論文數(shù)的相繼比的平均值為1.365且標準差為0.227。此時可以看出，在末尾分區(qū)處相對偏高的論文數(shù)相繼比或者是末尾分區(qū)中的論文數(shù)量會顯著增加，由此意味著在末尾分區(qū)中會有較多的論文具有相對較低的影響力分值。由圖1也可以看出，在論文累計量偏高的區(qū)域論文影響力累計分值的增速會有所下降。另外，當分區(qū)數(shù)取為3時，能夠得到核心區(qū)與非核心區(qū)的論文累計量與影響力累計分值之間的擬合關(guān)系分別為p=2. 909q0.911與p=18.779Ln（q）-22.793。其中，p與q分別為論文影響力的累計分值以及論文累計數(shù)量。由此，對于這里得到的論文影響力分值而言，影響力分值在論文中的分布情況能夠在一定程度上與布拉德福分布的要求相吻合，同時，也能夠與相對較少的論文會具有相對較高的影響力分值相一致。另外，分別考慮施引期刊差異以及僅考慮被引次數(shù)的絕對量時的論文影響力分值進行比較。如在這兩種情形下由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及由最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力會有所差異，能夠?qū)@種不同所造成的論文影響力分值的排序變化情況進行考察，從而對這里的影響力多屬性描述的合理性進行探討。

當不考慮施引期刊的差異時，仍然選取論文的被引類指標與論文所屬期刊的影響力及論文的下載情況對論文的影響力進行反映。［1］這些指標包括論文的被引總量、論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)、最大年度被引次數(shù)、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)以及相對年均下載次數(shù)。同時，仍然利用指標的判斷矩陣對指標的權(quán)重進行考察，并且將論文的影響力分值取為對這些指標的線性加權(quán)求和，其中的指標值為各指標均值化后的取值，并且該取值是由2004年6月與2005年6月出版的圖書情報類期刊論文的相應指標的平均值來得到。由此對于所選取的情報科學期刊論文而言，在僅考慮被引次數(shù)絕對量的情形下，能夠得到每篇論文的影響力分值，能夠進一步將論文按照該影響力分值進行降序排列，類似地根據(jù)上述考慮施引期刊影響力差異時的論文影響力分值也能夠得到論文在該情形下的影響力排序，由此能夠?qū)煞N情形下的論文排序差異進行考察。

圖2 被引次數(shù)與論文影響力排序值差異之間的關(guān)系圖

在圖2中，橫軸為論文的被引次數(shù)（考慮施引期刊差異與僅考慮被引次數(shù)的絕對量時，論文的影響力排序會有所差異），縱軸為對應被引次數(shù)范圍內(nèi)的論文排序值差異的平均值。能夠注意到，當被引次數(shù)相對較高時，論文影響力的排序情況沒有發(fā)生顯著變化，隨著被引次數(shù)的減少，論文影響力排序的變化幅度也會有所增加。當被引次數(shù)相對居中時，考慮施引期刊差異時的論文排名在總體上會有下降趨勢，或者是論文的排序值會有所增加。而當被引次數(shù)相對較低時，考慮施引期刊的差異會使得論文的影響力排名具有上升趨勢。從直觀上在被引次數(shù)相對較高的區(qū)域論文的施引期刊在總體上可能也具有相對較高的影響力。所以，建立在施引期刊影響力分值基礎上的論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)與最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力也會相對較高。而在考慮施引期刊差異時論文也會具有相對較高的影響力分值。同時，具有較高影響力分值的論文數(shù)量會相對較少，在高影響力分值區(qū)域中論文的分布會較為分散，這也是不會顯著改變論文影響力排名的另一個原因。另外，從直觀上當論文的被引次數(shù)相對較低時，考慮施引期刊的差異在總體上對論文的影響力排序會具有提升作用。并且對于論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)所體現(xiàn)的論文影響力而言，當考慮施引期刊的差異時，這些論文影響力的排名與沒有考慮施引期刊的差異相比在總體上也均會有所上升。同時，在該區(qū)域中論文的分布會相對較為密集。所以，影響力分值的變化也會使得論文的排序值具有相對較高的變化幅度。在被引次數(shù)相對居中的區(qū)域，由于每篇論文的施引期刊的影響力均會有其分布特征。所以，當考慮施引期刊的差異時，原先具有相同被引總量的論文的影響力分值會出現(xiàn)分化，由此會使得在該區(qū)域中論文的影響力排名總體上會出現(xiàn)下降趨勢。對于論文發(fā)表后三年的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)而言，如果考慮施引期刊的影響力差異，那么，由這兩個變量所表征的論文影響力也會出現(xiàn)分化，從而成為這些論文影響力的排名會具有下降趨勢的因素，由此對合成的論文影響力的排名也會具有降低作用。

當分別考慮施引期刊的差異與僅考慮被引次數(shù)的絕對量時，這兩種情形下的由論文發(fā)表三年后的被引次數(shù)以及最大年度被引次數(shù)所表征的論文影響力會有所不同。在這里，希望對這種不同對論文影響力描述的影響及對論文影響力分值的分布情況進行初步探討。另外，需要指出的是，仍然需要調(diào)整論文的考察范圍，使得對該論文影響力多屬性描述的考察具有有效性和一般性。

［1］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.

G255.51

A

1005－8214（2014）12－0052－05

郭強，男，教授，博士，研究方向：信息管理理論分析及績效評估、系統(tǒng)復雜度評價，發(fā)表EⅠ檢索及核心期刊文章多篇；趙瑾（1977－），男，博士，講師，研究方向：復雜系統(tǒng)分析。

2014－01－08［責任編輯］閻秋娟