●郭 強(qiáng)，趙 瑾

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

由于被引次數(shù)與文獻(xiàn)的學(xué)術(shù)價(jià)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(xué)術(shù)重要性以及學(xué)術(shù)影響力。而且被引次數(shù)能夠?qū)ξ墨I(xiàn)被引情況的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)進(jìn)行大致的表征，能夠滿足指標(biāo)的可測(cè)取性要求以對(duì)文獻(xiàn)的學(xué)術(shù)價(jià)值進(jìn)行度量，因此，可將基于被引次數(shù)的相關(guān)復(fù)合指標(biāo)以及論文的下載次數(shù)納入到論文學(xué)術(shù)影響力的多屬性描述中以滿足指標(biāo)的全面性要求。需要指出的是，利用被引次數(shù)來對(duì)論文的學(xué)術(shù)影響力進(jìn)行衡量是建立在論文被引次數(shù)的絕對(duì)量的基礎(chǔ)上，因?yàn)檎撐谋徊煌诳貌⒉淮嬖趯?duì)論文影響力表征上的差異，但是不同的施引期刊對(duì)論文影響力的體現(xiàn)會(huì)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(huì)更高一些。因此，本文希望在論文影響力的多屬性描述中對(duì)施引期刊的差異進(jìn)行體現(xiàn)，并對(duì)論文影響力分值的分布情況進(jìn)行考察以檢驗(yàn)多屬性描述的合理性，而且希望對(duì)建立在論文被引次數(shù)基礎(chǔ)上的復(fù)合指標(biāo)進(jìn)行考察，從而探討影響力指標(biāo)及其多屬性應(yīng)用對(duì)施引期刊之間差異表示的適用性。

1 相關(guān)性考察

在對(duì)期刊的學(xué)術(shù)影響力進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，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(duì)量能夠成為較為基本的描述指標(biāo)，而且由于施引期刊的不同能帶來的對(duì)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(duì)量的基礎(chǔ)上對(duì)施引期刊的重要性或是影響力之間的不同進(jìn)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(duì)其影響力的描述。

為進(jìn)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(bào)類期刊論文作為考察對(duì)象，根據(jù)所得數(shù)據(jù)對(duì)論文的影響力指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，由此對(duì)指標(biāo)的權(quán)重進(jìn)行確定并得到每篇論文的影響力分值，其中利用文獻(xiàn)［2］中的論文影響力指標(biāo)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(jì)時(shí)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(shí)對(duì)期刊的影響因子進(jìn)行累計(jì)求和，那么，每篇論文均有與其相對(duì)應(yīng)的影響力分值以及施引期刊影響因子的平均值，從而針對(duì)這兩個(gè)變量的樣本對(duì)能夠得到該兩變量之間的等級(jí)相關(guān)系數(shù)為0.488，同時(shí)對(duì)兩變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，能夠得到在0.01水平下兩個(gè)變量之間在總體上具有等級(jí)相關(guān)性。采用等級(jí)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(yán)格服從正態(tài)分布。

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

此外，還可以利用施引期刊影響力的不同，對(duì)具有相同或相近被引次數(shù)的論文的影響力進(jìn)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(jìn)行分組（各分組的論文數(shù)量大于7，共29個(gè)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(gè)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(gè)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(biāo)準(zhǔn)差為0.196，并且在0.01水平下有13個(gè)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(jí)相關(guān)性。同樣，由于學(xué)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(xué)位論文的施引情形包含在內(nèi)，同時(shí)在對(duì)論文的施引期刊的影響力進(jìn)行描述時(shí)，選取了施引期刊的影響因子的平均值來進(jìn)行表示，這是造成相關(guān)系數(shù)平均值偏低的原因，而且，學(xué)位論文的施引情形在各論文分組中分布的隨機(jī)性也會(huì)使得相關(guān)系數(shù)具有較大的標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行表示，可以得到各個(gè)分組中相關(guān)系數(shù)的平均值僅為0.260，標(biāo)準(zhǔn)差為0.164，其中分組情況保持不變，在該情形下，盡管各個(gè)分組中的相關(guān)系數(shù)的最大值能夠達(dá)到0.670，但是相關(guān)系數(shù)也會(huì)出現(xiàn)負(fù)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(gè)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(jí)相關(guān)性，同時(shí)在負(fù)相關(guān)情形的分組中，這兩個(gè)變量在總體上也均不具有負(fù)的等級(jí)相關(guān)性。這說明如果施引期刊具有較高的影響力，對(duì)于論文的影響力也會(huì)具有促進(jìn)作用，所以影響因子的最大值與論文的影響力分值之間會(huì)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(shí)，兩個(gè)變量之間的相關(guān)性相對(duì)較低，相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)為較小的平均值以及較大的標(biāo)準(zhǔn)差，究其原因是由于采用施引期刊影響因子的最大值對(duì)施引期刊的影響力進(jìn)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(jìn)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(jìn)行考慮。此外還需要對(duì)施引期刊的影響力表征進(jìn)行考察，從而對(duì)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(jìn)行有效的體現(xiàn)，由此能夠從側(cè)面檢驗(yàn)利用施引期刊的不同來對(duì)具有相同被引次數(shù)論文的影響力差異進(jìn)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(huì)使得引入施引期刊的影響力來對(duì)論文影響力進(jìn)行反映具有其實(shí)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(biāo)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(biāo)體系的基礎(chǔ)上，論文被引次數(shù)的絕對(duì)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(duì)量之外的與論文被引情況有關(guān)的指標(biāo)，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(duì)年均被引量，以及論文在發(fā)表后三年中的相對(duì)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(huì)具有較高的相關(guān)性，及被引類指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)均相對(duì)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(huì)具有較好的正相關(guān)性。那么在假設(shè)剩余各指標(biāo)相互之間存在一定獨(dú)立性的基礎(chǔ)上，假設(shè)由被引次數(shù)的絕對(duì)量所體現(xiàn)的論文影響力與施引期刊的影響力之間會(huì)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(dāng)施引期刊的影響力表征為零時(shí)，由被引次數(shù)的絕對(duì)量所體現(xiàn)的論文影響力也會(huì)為零，由此，可以認(rèn)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(duì)于被引次數(shù)為1的論文，其被引數(shù)的絕對(duì)量所表示的論文影響力應(yīng)當(dāng)?shù)扔趓乘以施引期刊的影響力，所以對(duì)于被引次數(shù)為n的論文，其被引次數(shù)的絕對(duì)量所表示的論文影響力能夠等于各個(gè)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(jí)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(jí)相關(guān)性，被引次數(shù)絕對(duì)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(duì)論文的影響力指標(biāo)進(jìn)行主成分分析時(shí)，如果對(duì)指標(biāo)采取均值化，那么某一指標(biāo)所乘常系數(shù)r的變化不會(huì)影響指標(biāo)均值化后的取值；同時(shí)該系數(shù)r的變化也不會(huì)改變指標(biāo)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(duì)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(jìn)一步地，能夠?qū)τ绊懥χ笜?biāo)進(jìn)行主成分分析并對(duì)各指標(biāo)的權(quán)重進(jìn)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(biāo)之外，仍然選取文獻(xiàn)［2］中的論文影響力指標(biāo)，包括論文所屬期刊的影響因子，論文所屬期刊的相對(duì)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(duì)年均下載次數(shù)，其中相對(duì)指標(biāo)值仍然是利用絕對(duì)指標(biāo)值與該絕對(duì)指標(biāo)值的平均值進(jìn)行相除來得到。對(duì)所選取的論文樣本，在對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行均值化的基礎(chǔ)上能夠得到指標(biāo)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(duì)影響因子之間的樣本相關(guān)系數(shù)屬于強(qiáng)相關(guān)，并且這兩個(gè)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(dá)到0.553，由此按照指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)可以對(duì)指標(biāo)進(jìn)行歸類，并且能夠提取兩個(gè)主成分來對(duì)這些指標(biāo)進(jìn)行總體的反映，這兩個(gè)主成分分別與期刊類指標(biāo)以及論文類指標(biāo)相對(duì)應(yīng)。在總方差解釋表中，前兩個(gè)主成分的方差累計(jì)百分比能夠達(dá)到90.545%，對(duì)應(yīng)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(gè)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(shí)公因子方差的平均值以及標(biāo)準(zhǔn)差為0.905與0.182，所以能夠選取前兩個(gè)主成分來對(duì)指標(biāo)進(jìn)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(biāo)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(duì)應(yīng)地，與第一主成分相比，兩個(gè)期刊類指標(biāo)與第二主成分之間具有相對(duì)較高的相關(guān)系數(shù)且均為0.834，于是所選取的兩個(gè)主成分能夠分別與論文類指標(biāo)與期刊類指標(biāo)相對(duì)應(yīng)，但是，當(dāng)選取這兩個(gè)主成分時(shí)，施引期刊的影響因子之和具有相對(duì)偏低的公因子方差，所以考慮選取前三個(gè)主成分，此時(shí)方差累計(jì)百分比為99.642%，各個(gè)變量的公因子方差的平均值等于0.996，而標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.005，且與第三主成分相對(duì)應(yīng)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(biāo)之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系與選取兩個(gè)主成分時(shí)的情形相同，論文的下載類指標(biāo)與第一主成分之間的相關(guān)系數(shù)相對(duì)較高并且均在0.920以上，期刊類指標(biāo)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(gè)相關(guān)系數(shù)的差異相對(duì)較小，所以對(duì)于該指標(biāo)與各個(gè)主成分之間的對(duì)應(yīng)關(guān)系還需要做進(jìn)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(biāo)相對(duì)應(yīng)，或者是與上述的論文下載類指標(biāo)以及期刊類指標(biāo)不同，而將該指標(biāo)歸為第三類，從而第三主成分能夠與論文的被引類指標(biāo)相對(duì)應(yīng)，如果不強(qiáng)調(diào)對(duì)論文類指標(biāo)的劃分，那么仍然是選取前兩個(gè)主成分，這兩個(gè)主成分分別對(duì)應(yīng)于論文的論文類指標(biāo)以及論文的期刊類指標(biāo)，由此，根據(jù)各指標(biāo)與主成分之間的相關(guān)系數(shù)以及與主成分對(duì)應(yīng)的特征值，能夠給出主成分表達(dá)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(shí)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(biāo)均值化后的取值。

進(jìn)一步對(duì)所得影響力分值在論文中的分布情況進(jìn)行考察。將論文按照其影響力分值進(jìn)行降序排列，并分別對(duì)論文數(shù)以及相應(yīng)的影響力分值求累計(jì)和，可以得到論文的累計(jì)量與論文影響力的累計(jì)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(shí)段的要求。

圖1 論文累計(jì)量與論文影響力分值累計(jì)量的關(guān)系圖

在圖1中，橫軸為論文累計(jì)數(shù)的對(duì)數(shù)，縱軸為論文影響力分值的累計(jì)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(yīng)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(jì)和的平均值為1092.576，標(biāo)準(zhǔn)差為0.557，此時(shí)各分區(qū)論文累計(jì)和之間相繼比的平均值為2.440，標(biāo)準(zhǔn)差偏大為1.241。如果對(duì)分區(qū)數(shù)進(jìn)行調(diào)整取為5，那么相應(yīng)的有核心區(qū)的論文數(shù)為144，各個(gè)分區(qū)的論文累計(jì)和的相繼比的平均值為1.486，標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.144，同時(shí)各個(gè)分區(qū)的影響力分值的平均值為655.546，標(biāo)準(zhǔn)差僅為1.087。由此可以認(rèn)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(duì)較多的論文具有偏小的影響力分值，從而使得當(dāng)論文的累計(jì)量增加時(shí)，論文影響力分值的累計(jì)和的增長(zhǎng)速率會(huì)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(duì)論文的影響力進(jìn)行描述。與被引次數(shù)較高的論文相比，網(wǎng)絡(luò)環(huán)境對(duì)被引次數(shù)相對(duì)較低的論文的影響力的提升幅度會(huì)相對(duì)較高，這樣會(huì)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(duì)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(huì)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(dá)到0.9989以及0.983，m和n分別為論文影響力分值的累計(jì)和以及論文數(shù)的累計(jì)和，那么，在總體上，論文累計(jì)和與其影響力分值累計(jì)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(huì)使得論文的影響力分值與相應(yīng)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(duì)較高的論文影響力的變化幅度會(huì)相對(duì)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(jìn)行降序排列，對(duì)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(duì)量情況下的影響力分值與相應(yīng)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(huì)逐漸增大，同時(shí)在被引次數(shù)相對(duì)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(huì)逐漸增大并且大于零，進(jìn)而在被引次數(shù)相對(duì)偏低的區(qū)域，影響力排序值的差值會(huì)逐漸減小并且最終為負(fù)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(shí)，被引次數(shù)偏低以及居中的論文的影響力排序會(huì)發(fā)生相互之間的轉(zhuǎn)化，并且在總體上被引次數(shù)相對(duì)居中的論文的排序值會(huì)有所上升，同時(shí)具有偏低被引次數(shù)的論文的排序值也會(huì)相應(yīng)地有所下降。這意味著對(duì)于所選取的論文樣本，當(dāng)引入施引期刊的差異時(shí)，在被引次數(shù)居中的區(qū)域，施引期刊影響因子之和對(duì)于論文排序的降低效應(yīng)大于對(duì)排序的提升效應(yīng)；而且，在被引次數(shù)相對(duì)較高的區(qū)域，影響因子之和對(duì)于排序的降低與提升效應(yīng)均相對(duì)較小。另外，在被引次數(shù)相對(duì)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(huì)表現(xiàn)為對(duì)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(duì)較多的論文具有相對(duì)較低的影響力分值，所以，施引期刊的差異對(duì)于論文影響力分值的排序情況具有相對(duì)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(duì)較大的另一個(gè)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(huì)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(duì)量與最大年度被引量等指標(biāo)與施引期刊的影響力會(huì)有關(guān)聯(lián)，那么此時(shí)，僅由被引次數(shù)的絕對(duì)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(rèn)為兩者之間具有正相關(guān)性，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步將其余的最大年度被引次數(shù)等被引類指標(biāo)納入進(jìn)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(guó)科技期刊研究，2009，20（3） :415－418.

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