論文指標(biāo)與一級學(xué)科評估結(jié)果之比較

沈　勇

(清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084)

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論文指標(biāo)與一級學(xué)科評估結(jié)果之比較

沈勇

(清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084)

在評價學(xué)術(shù)水平時，與占主導(dǎo)地位的一級學(xué)科評估相比，論文所代表的客觀指標(biāo)有效嗎？研究產(chǎn)出在多大程度上影響了一級學(xué)科評估結(jié)果？現(xiàn)有文獻對二者在評價學(xué)術(shù)水平時的關(guān)系尚無實證研究。以CSSCI論文數(shù)、引用數(shù)、頂級期刊論文數(shù)和人均論文數(shù)為解釋變量，以一級學(xué)科評估分?jǐn)?shù)為因變量，運用主成分回歸分析方法，對研究產(chǎn)出與一級學(xué)科評估結(jié)果進行比較。研究發(fā)現(xiàn)，基于論文指標(biāo)的客觀評價與一級學(xué)科評估結(jié)果高度正相關(guān)，由規(guī)模因子和質(zhì)量因子構(gòu)成的綜合指標(biāo)能解釋83%的學(xué)科評估結(jié)果。研究產(chǎn)出很大程度上決定了學(xué)科排序結(jié)果，基于論文的綜合指標(biāo)是學(xué)科評估的一種可行的替代方法。

論文指標(biāo)；論文引用率；一級學(xué)科；學(xué)科評估；學(xué)科排序

對高等教育機構(gòu)的學(xué)術(shù)評價，經(jīng)歷了從早期主觀指標(biāo)到更重視綜合指標(biāo)的變化。據(jù)美國的有關(guān)研究，自20世紀(jì)70年代以來，在人文、社科、生物和工程等36個學(xué)科的評價都是采取主觀調(diào)查的方式。這類采用聲譽等主觀指標(biāo)的研究方法，其引發(fā)的持續(xù)爭議在于測度實際生產(chǎn)率時是否可靠[1-2]。隨著各類大學(xué)排行榜的興起，為避免指標(biāo)的非均衡化，人們越來越多地采用主觀和客觀相結(jié)合的方式評價機構(gòu)學(xué)術(shù)水平。評估指標(biāo)的綜合化和復(fù)雜化趨勢更加明顯，根據(jù)楊天平等人的文章，在12個各類大學(xué)排行榜中，平均指標(biāo)數(shù)達到22個[3]。研究產(chǎn)出作為衡量高校特別是研究型大學(xué)學(xué)科建設(shè)水平的重要指標(biāo)，在研究領(lǐng)域和大學(xué)實踐中得到重視。

盡管基于研究產(chǎn)出的客觀方法和市場導(dǎo)向的排行榜評估目的不盡相同，但現(xiàn)有文獻對二者在評價學(xué)術(shù)績效時的關(guān)系尚無有力的實證研究。鑒于一級學(xué)科評估的重要性，評估結(jié)果會影響資源配置，并對高校學(xué)科建設(shè)具有導(dǎo)向作用，其作為研究的比較對象是有意義的。本研究的主要問題是：基于論文指標(biāo)的客觀方法在評估學(xué)科水平時有效嗎？一級學(xué)科評估結(jié)果在多大程度上體現(xiàn)了研究產(chǎn)出的貢獻？二者之間是否存在可替代性？

一、文獻綜述

1.關(guān)于研究產(chǎn)出指標(biāo)的選取

采用同行評議期刊的文章數(shù)量來評價研究產(chǎn)出是近幾十年來國外較普遍的做法[4-6]。盡管書籍和專著等也屬于研究產(chǎn)出，但由于信息獲取較難，且不易確定不同形式產(chǎn)出的權(quán)重，Morgan建議采用期刊發(fā)表作為研究產(chǎn)出的客觀測度指標(biāo)，認(rèn)為學(xué)術(shù)期刊重視原創(chuàng)性和同行評議，可能是最適合學(xué)科范圍的評價工具。作者選取10種專業(yè)領(lǐng)域期刊，不做權(quán)重區(qū)別，對教師研究產(chǎn)出進行測度。這類分析通常是基于文章數(shù)量，計數(shù)作為一個合理的替代，用來表明某一學(xué)院通過專業(yè)媒介所產(chǎn)生的理論與實踐貢獻[7]537。

Bloom等認(rèn)為，學(xué)術(shù)產(chǎn)出依靠大量教師的參與，機構(gòu)產(chǎn)出的一個重要因素是大量關(guān)鍵學(xué)者的加總的貢獻[8]377。但是，學(xué)術(shù)產(chǎn)出的計量易受到規(guī)模影響，簡單的加總可能對小的院系不利。Jordan等認(rèn)為院系的規(guī)模和發(fā)表論文之間存在積極的關(guān)系[9]。根據(jù)Ferris等的研究，教師產(chǎn)出通常是用某一領(lǐng)域核心期刊的產(chǎn)出率來測度的，并建議使用人均產(chǎn)出概念[10]309。林夢泉等也建議在學(xué)科評估中應(yīng)增加“人均指標(biāo)”[11]。

當(dāng)然，僅僅采用論文數(shù)量作為指標(biāo)難以恰當(dāng)評價學(xué)術(shù)影響力。Farber等認(rèn)為引用情況是衡量學(xué)術(shù)產(chǎn)出影響力的更好的分析單位，并通過SSCI檢索工具獲取引用數(shù)據(jù)來分析學(xué)院的學(xué)術(shù)產(chǎn)出[12]。

也有學(xué)者對采用論文數(shù)量或引用率等單一指標(biāo)提出批評，建議對研究績效的評價要考慮不同因素的權(quán)重[13]。除了引用情況作為質(zhì)量指標(biāo)外，研究人員還建議考慮期刊性質(zhì)，最好的雜志傾向于發(fā)表對該領(lǐng)域核心發(fā)展最重要的文章[14]。

2.關(guān)于指標(biāo)間的關(guān)系

在生產(chǎn)率所代表的客觀指標(biāo)和反映主觀指標(biāo)的聲譽變量之間，研究發(fā)現(xiàn)，二者存在積極的關(guān)系[15]。然而，一項早期對生物化學(xué)學(xué)者的研究有相反的發(fā)現(xiàn)，即二者之間不存在顯著關(guān)系[16]。盡管不同研究結(jié)果有差異，更多的研究表明，主、客觀指標(biāo)之間存在一致性，二者具有中等程度的關(guān)系[10]325。

中國學(xué)者也發(fā)現(xiàn)，上海交通大學(xué)世界大學(xué)學(xué)術(shù)綜合排名和論文數(shù)之間的相關(guān)性為0.563 (P<0.001)[17]。另一項對中國50所重點大學(xué)論文產(chǎn)出的研究表明，綜合引用和數(shù)量因素的h指數(shù)與載文量、總被引之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.81和0.93[18]?？傮w看，機構(gòu)的論文產(chǎn)出與引用數(shù)之間存在較強的相關(guān)性(r=0.829)[8]387。

3.研究方法

早期有關(guān)論文產(chǎn)出研究以描述性統(tǒng)計為主，近來主成分分析等多元統(tǒng)計方法陸續(xù)被用于論文產(chǎn)出研究。古繼寶等基于SCI收錄的25個國家19個學(xué)科領(lǐng)域的論文統(tǒng)計數(shù)據(jù),運用主成分和因子分析得出反映論文產(chǎn)出差距的3個獨立因子,進而從科研實力和科研質(zhì)量等角度對各個科技主體的科研水平進行新的排名和詮釋[19]107。

另有一篇文章對36所“985工程”高校的ESI科技論文進行綜合評價排名，在論文總數(shù)、被引頻次、篇均被引及頂級論文數(shù)等原始指標(biāo)的基礎(chǔ)上，合成反映論文總體實力的第一主因子和反映單篇論文的學(xué)術(shù)影響力的第二主因子[20]106。

國外有學(xué)者建議，對于計數(shù)資料，原則上可以使用多元線性回歸分析[21]。這無疑有助于更好地解釋變量之間的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)來源

研究樣本為公共管理學(xué)科，這是基于作者對學(xué)科熟悉程度和數(shù)據(jù)采集復(fù)雜度的權(quán)衡。考慮到公共管理學(xué)包含政治學(xué)、經(jīng)濟學(xué)、管理學(xué)、社會學(xué)和法學(xué)等多學(xué)科特點，在一定程度上能緩和樣本學(xué)科的局限性。為便于比較，本研究樣本從參與2012年全國公共管理一級學(xué)科評估的60所院校中選取，不考慮在該評估期沒有獨立的公共管理學(xué)院或以公共管理學(xué)科為主體的辦學(xué)實體的院校，最后確定38所學(xué)院作為評價對象。

本研究認(rèn)為，在人文社科領(lǐng)域，入選CSSCI的刊物基本能反映當(dāng)前中國人文社會科學(xué)界各個學(xué)科的最新研究成果，且學(xué)術(shù)水平較高、影響較大、編輯出版較為規(guī)范，因此已被多篇研究用于高等院校社會科學(xué)領(lǐng)域的論文產(chǎn)出分析[22-23]。本研究利用中國知網(wǎng)(CNKI)，檢索38所學(xué)院作為第一作者機構(gòu)在2009-2013年間發(fā)表的CSSCI論文，檢索核查截止時間為2014年12月30日。作者標(biāo)注多個單位的，只計算第一單位。其中，對機構(gòu)名稱發(fā)生變化或采用簡稱的，在甄別后也一并計入。在剔除書評類、會議綜述類、訪談類及一稿多投文章后，最后得到7 840篇文獻。

2.變量選擇

在變量設(shè)計上，本研究以2012年公共管理一級學(xué)科評估分?jǐn)?shù)為因變量，以論文總數(shù)、引用數(shù)、頂級論文數(shù)、人均論文數(shù)作為自變量。論文總數(shù)：指樣本學(xué)院的CSSCI論文合計數(shù)。經(jīng)過一定機制篩選的CSSCI期刊大體涵蓋了本學(xué)科最主要的中文論文產(chǎn)出。引用數(shù)量：由于中國社科論文引用率普遍偏低，參照一級學(xué)科評估的做法，選取各學(xué)院引用率最高的前20篇CSSCI論文來統(tǒng)計引用率。頂級論文數(shù)：這一指標(biāo)用來反映公共管理學(xué)科對基礎(chǔ)研究和理論研究的貢獻[24]。在管理學(xué)、經(jīng)濟學(xué)、政治學(xué)、社會學(xué)及法學(xué)這五個公共管理學(xué)科的主要支撐學(xué)科中，根據(jù)中文核心期刊要目總覽和CSSCI的期刊評價，選取這五個學(xué)科門類中排名最高的期刊，即《管理世界》、《經(jīng)濟研究》、《政治學(xué)研究》、《社會學(xué)研究》和《法學(xué)研究》五種期刊，另外增加綜合性的《中國社會科學(xué)》期刊。人均論文數(shù)：反映各學(xué)院教師的人均CSSCI論文產(chǎn)出量。教師界定為該學(xué)院的全職在崗教師，其數(shù)據(jù)通過受訪學(xué)院的主頁獲取。

3.分析工具

本研究采用SPSS18軟件進行主成分回歸分析。采用主成分回歸分析方法有利于消除多重共線性的影響，且能把多個指標(biāo)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo)，盡量不改變指標(biāo)體系對因變量的解釋程度[25-26]。在主成分分析的基礎(chǔ)上，通過回歸分析比較學(xué)術(shù)產(chǎn)出與一級學(xué)科評估結(jié)果之間的相關(guān)關(guān)系。

三、分析結(jié)果

1.描述統(tǒng)計

表1顯示各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本數(shù)，其中，頂級論文指標(biāo)差異性最大，學(xué)科評估分?jǐn)?shù)指標(biāo)差異性最小。

表1　描述統(tǒng)計量

2.相關(guān)性判定

表2為相關(guān)系數(shù)矩陣，論文總數(shù)、引用數(shù)、頂級論文數(shù)、人均論文數(shù)變量之間都存在顯著相關(guān)性，為消除多重共線性影響，采用主成分方法降維。

表2　相關(guān)性矩陣

首先進行KMO檢驗和巴特利球體檢驗，其結(jié)果如表3所示。根據(jù)Kaiser給出的度量標(biāo)準(zhǔn)，KMO大于0.8，說明適合做因子分析。本表中的Bartlett值大于129(P<0.001)，球度檢驗表明相關(guān)陣不是一個單位矩陣，因子模型合適。

表3　KMO和Bartlett 的檢驗

3.確定主成分

如何提取主成分的數(shù)量，文獻建議有不同的準(zhǔn)則，一般根據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，或者方差貢獻率大于85%的閾值[27]。由于第一個主成分解釋總變差為81.95%，第二個主成分特征值雖小于1，但其方差解釋力超過10%，因此人工確定提取兩個主成分，二者合計貢獻率為92.47%，并進行正交旋轉(zhuǎn)，其結(jié)果如表4所示。

表4　方差解釋

4.特征向量矩陣表

表5為旋轉(zhuǎn)前后的主成分載荷矩陣，顯然，旋轉(zhuǎn)后的特征值及主成分負(fù)荷有很大改善，主成分1主要與論文總數(shù)、引用數(shù)和人均指標(biāo)有關(guān)，而主成分2則主要與頂級論文指標(biāo)有關(guān)。因此，本研究把主成分1命名為規(guī)模因子，反映的是與論文數(shù)量、影響力等有關(guān)的總體實力；主成分2命名為質(zhì)量因子，反映的是高水平論文質(zhì)量。

表5　旋轉(zhuǎn)前后的成份矩陣

注：提取方法為主成分分析法。

5.因子分值

利用SPSS軟件可自動計算因子1和因子2的分值，同時，根據(jù)F綜=0.655*F1+0.345*F2的表達式，計算出綜合因子分值及排序，如表6所示。

表6　學(xué)科評估、因子得分及排序

續(xù)表6

學(xué)院名稱評估分?jǐn)?shù)評估排序F1規(guī)模因子F2質(zhì)量因子F綜合因子因子排序華東師范大學(xué)公共管理學(xué)院7515-0.19-0.70-0.3721湘潭大學(xué)公共管理學(xué)院74170.56-0.420.2212東北財經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院7218-0.81-0.41-0.6732中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院7218-0.38-0.21-0.3219重慶大學(xué)公共管理學(xué)院72180.45-0.620.0815中央財經(jīng)大學(xué)政府管理學(xué)院7021-0.63-0.28-0.5127對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)公共管理學(xué)院7021-0.48-0.55-0.5127大連理工大學(xué)公共管理與法學(xué)學(xué)院7021-0.56-0.51-0.5529燕山大學(xué)公共管理學(xué)院7021-0.29-0.71-0.4325鄭州大學(xué)公共管理學(xué)院7021-0.580.03-0.3721內(nèi)蒙古大學(xué)公共管理學(xué)院6826-0.75-0.48-0.6631上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟與管理學(xué)院68260.070.340.1614河海大學(xué)公共管理學(xué)院6826-0.11-0.77-0.3320湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)學(xué)院6826-1.27-0.07-0.8638西南交通大學(xué)公共管理學(xué)院6826-0.91-0.19-0.6732西南大學(xué)政治與公共管理學(xué)院6826-0.52-0.34-0.4626西北大學(xué)公共管理學(xué)院6826-0.25-0.66-0.3923浙江工業(yè)大學(xué)政治與公共管理學(xué)院6733-1.10-0.33-0.8437浙江工商大學(xué)公共管理學(xué)院6733-1.130.09-0.7134華僑大學(xué)公共管理學(xué)院6733-0.61-0.48-0.5730河南大學(xué)哲學(xué)與公共管理學(xué)院6733-0.95-0.40-0.7636中南民族大學(xué)公共管理學(xué)院6733-0.94-0.39-0.7535浙江財經(jīng)大學(xué)財政與公共管理學(xué)院6733-1.631.89-0.4124

學(xué)科評估前5位的院校是人民大學(xué)、清華大學(xué)、北京大學(xué)、武漢大學(xué)和華中科技大學(xué)，這五校也同時進入綜合因子排序前五位。與學(xué)科評估排序相比，綜合因子排序前10位學(xué)院中，有9所同時出現(xiàn)在學(xué)科評估前10名中。如果考慮前一半院校排序情況，有17所學(xué)校同時出現(xiàn)在一級學(xué)科評估結(jié)果的前19名中?？傮w看，盡管院校排序有微調(diào)，但兩種評估結(jié)果的一致性比較高。

其中，廈門大學(xué)因規(guī)模因素未進入因子得分前10名，吉林大學(xué)則因較高的質(zhì)量因子從學(xué)科評估第12位進入因子得分前10名。此外，排序變化較大的是，東北財大和湖南農(nóng)大均因規(guī)模實力較弱分別下降了14位和12位，上海財大則因質(zhì)量和規(guī)模因素表現(xiàn)不錯而上升12位。

6.主成分回歸分析

主成分分析主要是對現(xiàn)有變量的簡化和提煉，其結(jié)果體現(xiàn)了38所學(xué)院基于規(guī)模因子和質(zhì)量因子得分的總排序，為進一步了解這一結(jié)果與學(xué)科評估排序之間的關(guān)系，以因子1和因子2作為自變量，評估分?jǐn)?shù)的標(biāo)準(zhǔn)化值作為因變量進行多元線性回歸分析，其結(jié)果如表7和表8所示。

表7　回歸分析的R值和R2值

表8　回歸系數(shù)

根據(jù)回歸分析的結(jié)果，解釋變量與因變量高度正相關(guān)(R=0.91)，模型通過F檢驗(p<0.001)，說明模型的擬合優(yōu)度還是不錯的，從決定系數(shù)看，規(guī)模因子和質(zhì)量因子能解釋因變量約83%的變差。

從回歸系數(shù)看，規(guī)模因子標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.824，質(zhì)量因子的系數(shù)為0.386，二者均通過顯著性檢驗(p<0.001)，規(guī)模因素較質(zhì)量因素解釋力更強。

由于前述回歸結(jié)果是基于主成分分析，且變量已標(biāo)準(zhǔn)化，為便于理解，對標(biāo)準(zhǔn)化變量進行還原后，得到如下方程式：

Y=35.4+0.076X1+0.042X2+0.059X3+0.518X4

從回歸方程看，人均指標(biāo)(X4)的回歸系數(shù)為0.518，在所有自變量中貢獻最大，即人均指標(biāo)每增加1篇，學(xué)科評估分?jǐn)?shù)會增加超過0.5分。按貢獻大小，其他變量依次為論文總數(shù)指標(biāo)(X1)、頂級論文指標(biāo)(X3)和引用率指標(biāo)(X2)。

四、結(jié)　　論

根據(jù)主成分分析的結(jié)果，以論文總數(shù)、引用率、人均指標(biāo)和頂級論文為代表的客觀指標(biāo)，可以提煉為代表學(xué)科研究實力的規(guī)模因子和質(zhì)量因子兩個成分，二者反映原始變量92.47%的信息。對比前述文獻，古繼寶一文提取三個因子的方差為78.9%[19]113，胡瑤一文提取兩個因子的累計貢獻率為92.09%[20]120。因此，客觀指標(biāo)較好地保留了學(xué)術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)的原始信息，具有較高的區(qū)分度，能夠清晰地區(qū)分樣本學(xué)科的研究產(chǎn)出績效。

回歸分析結(jié)果也表明，客觀指標(biāo)與一級學(xué)科結(jié)果具有高度的相關(guān)性(R=0.91，p<0.001)，研究產(chǎn)出對一級學(xué)科評估結(jié)果的貢獻占比約83%，對學(xué)科評估結(jié)果具有很強的解釋力。從兩種方法的排名結(jié)果比較，有9所學(xué)校同時進入了兩種排序的前10名，二者具有較高的一致性。從一級學(xué)科評估“科學(xué)研究水平”一級指標(biāo)的得分看，前10名中有7所學(xué)校也同時位居綜合因子前10名，這也進一步驗證了客觀指標(biāo)排序的有效性。

實證研究發(fā)現(xiàn)：研究產(chǎn)出指標(biāo)是決定學(xué)科排序結(jié)果的支配性因素。應(yīng)該說，衡量學(xué)科水平的指標(biāo)并非是單一的，為什么客觀化方法與綜合指標(biāo)在評價學(xué)科績效時具有高度的一致性？這也許與質(zhì)量概念的特性有關(guān)，教育質(zhì)量是一個難以琢磨的抽象的概念，很難定義和測度[28]。這一概念所包含的心理特性增強了其模糊性，雖然學(xué)術(shù)水平包括不同的側(cè)面，但這些指標(biāo)間存在一定的相關(guān)性。例如，當(dāng)我們指稱某一學(xué)科水平較高時，通常也暗含了高水平的師資、高質(zhì)量的學(xué)生和高水平的研究產(chǎn)出等評價。以論文形式衡量的學(xué)術(shù)產(chǎn)出，經(jīng)過了嚴(yán)格的學(xué)術(shù)共同體檢驗，是反映學(xué)術(shù)水平更直接、更集中、更容易測度的指標(biāo)。

對評估實踐而言，兩種方法各有其特點及針對性，很難有“最好的方法”。學(xué)科評估是對一級學(xué)科整體情況的判斷，具有綜合性的優(yōu)點，能為機構(gòu)提供綜合排序和更全面的診斷?？陀^方法更簡潔、清晰，適于分析學(xué)科這類專業(yè)性較強的學(xué)術(shù)產(chǎn)出績效，而且可以進一步用于比較研究。

研究建議：研究產(chǎn)出評價可以在某種程度上作為學(xué)科評估的替代性方法。由于一級學(xué)科評估包含四類一級指標(biāo)和14個二級指標(biāo)，大量主客觀信息的采集與處理增加了評估的復(fù)雜性，且評估材料是自行申報的，這些填報的數(shù)據(jù)難以核實，可能導(dǎo)致評估結(jié)果的較大偏差[29]。而且，這些其他因素加起來只是解釋了剩余17%的變差，從成本角度看，未必是有效的。因此，對于大學(xué)排名而言，應(yīng)把產(chǎn)出作為重點比較的指標(biāo)，如無特別必要，建議盡可能利用公開數(shù)據(jù)源、采用客觀方法進行評價[30]。

由于研究產(chǎn)出是一個多維度的概念，僅以論文指標(biāo)來衡量產(chǎn)出也反映了本文的局限性[7]566。事實上，研究產(chǎn)出通常還包括國際發(fā)表、專著、研究報告等，基于可行性的考慮，為避免多種形式產(chǎn)出的加總可能造成的爭議，本文未計算這部分成果，這無疑會對學(xué)術(shù)績效的評價有一定影響。而且，本研究是基于2009-2013年間的公共管理學(xué)科的數(shù)據(jù)，其結(jié)論是否能推廣至其他學(xué)科以及是否反映了長期趨勢還有待后續(xù)驗證。

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10.3963/j.issn.1672-8742.2016.02.007

沈勇(1968-)，男，河南信陽人，管理學(xué)博士，研究方向為高等教育公共服務(wù)質(zhì)量評價。

G40-058.1

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1672-8742(2016)02-0049-09

2015-10-20；編輯：榮翠紅)