胡紹君 秦新國

(1.徐州工程學院管理工程學院 徐州 221018；2.南京大學信息管理學院 南京 210023)

0 引 言

學術期刊評價方法研究是學術評價的一項重要內容。長期以來，學界一直在完善評價期刊的方法體系，嘗試找到最優(yōu)評價模式，當前常見的評價方法主要有以下三種：以定性評價為主的同行評價、以定量評價為主的文獻計量以及由兩者結合的混合法。2021年6月，中共中央宣傳部、教育部、科技部聯(lián)合印發(fā)了《關于推動學術期刊繁榮發(fā)展的意見》，其中明確指出要“改進完善學術期刊評價體系，以內容質量評價為中心，堅持分類評價和多元評價，完善同行評價、定性評價，防止過度使用基于‘影響因子’等指標的定量評價方法評價學術期刊特別是哲學社會科學期刊[1]”。理論上，同行評價應該是最可靠的方法[2]，但人們在感知期刊質量的過程中會受到各種外部和自身因素影響，干擾其對期刊質量的準確感知，影響客觀評價。因此，有必要對這些因素開展系統(tǒng)化的研究。

部分學者已經認識到一些因素對期刊質量同行評價的影響，并對此開展了實證工作。包括：a.曝光效應。人們對期刊的熟悉程度增強了其對期刊質量的認知[3]，所以受訪者對期刊熟悉度與質量感知之間存在很強相關性[4]。與不太熟悉的期刊相比，熟悉的期刊使受訪者形成了有利的認知情感聯(lián)系，因此會得到更高評價。b.勢利效應。部分受訪者評價期刊時可能傾向于高估他們發(fā)表論文的期刊，以提高或維護自己的聲譽與地位，這種現(xiàn)象被稱為“期刊勢利效應”[5]，并在后續(xù)的研究中得到驗證[6]。c.順序效應。包括首因效應和近因效應。Serenko證實期刊排名調查中存在著順序效應，受訪者會高估位于調查列表開頭的期刊，而低估位于末尾的期刊[7]。d.刻板印象。在評價期刊時，受訪者容易形成“評價慣性”，導致一旦某本期刊被列入高質量或低質量期刊列表，就很有可能繼續(xù)出現(xiàn)在后續(xù)的或其他機構的類似列表中[8]。e.領域相關性。多數(shù)領域的受訪者對他們感興趣的本領域期刊存在偏愛現(xiàn)象[9]，但國內學者劉宇采用單因素方差分析檢驗發(fā)現(xiàn)，受訪者對圖書情報學期刊學術地位的打分值沒有顯著受到學科偏愛的影響[10]。此外，不同地域、不同學歷、不同學術階層、不同學術經驗的受訪者對期刊評價可能也會不同。而且，期刊的一些特征也會影響期刊質量感知，產生心理暗示或暈輪效應，從而出現(xiàn)評價偏差，如期刊主辦機構、創(chuàng)辦年限、發(fā)文量、錄用率等[11]。上述研究為深入剖析期刊質量同行評價方法提供了新的視野，但其中對影響因素的研究都是孤立的，往往只關注某一因素，而忽視其他因素，缺乏在同一框架下對不同因素的綜合權衡，導致在評價時對影響因素的控制中顧此失彼，此消彼長，不斷產生新的“短板”。同時，鑒于國內外受訪者在學術環(huán)境、學科風氣以及認知等方面存在差異，也有必要針對影響國內研究人員評價期刊質量的因素進行專門分析。因此，本文將以其他學者研究成果和認知心理學相關理論為基礎，統(tǒng)籌考慮期刊質量同行評價中的各類因素的直接和間接影響，構建理論模型，開展實證分析。

1 期刊質量同行評價影響因素的理論分析

1.1 影響因素的梳理歸納

在對國內外現(xiàn)有文獻進行系統(tǒng)梳理的基礎上，作者對25位研究人員開展了半結構化訪談。受訪者采用非概率抽樣方法分批邀請，以高校教師和博士生為主要群體，他們近三年均在中文學術期刊上有過豐富發(fā)文經歷，對本學科的中文期刊質量有一定了解，屬于各領域的活躍研究人員，有7位曾參與國內各類評價機構組織的期刊評價活動，樣本有較強的典型性和代表性。訪談圍繞三個問題進行：a.結合以往的投稿或期刊評價經歷，您覺得哪些方面的因素會影響您對一本期刊質量的評價？b.您覺得這些影響因素之間有何關系？c.哪個(些)因素對您判斷期刊質量起主要影響作用？每次訪談持續(xù)15～30分鐘，經受訪者許可，訪談過程進行了錄音。

將轉錄整理后的訪談資料與文獻摘錄資料合并，運用扎根理論方法，借助Nvivo11.0軟件輔助編碼，并開展理論飽和度檢驗，構建期刊質量同行評價的影響因素模型框架。嚴格遵循扎根理論三段程序編碼學派的三級編碼方法，即開放式編碼、主軸編碼和選擇性編碼。為保證編碼質量和內部一致性，兩位作者一起編碼，在認真審讀材料并經過編碼訓練后，兩人先進行了試編碼，對結果進行比對并協(xié)商一致后，分別在Nvivo11.0軟件正式編碼。最后，為保證信效度，通過Nvivo11.0軟件中的“編碼比較”功能，衡量了兩位編碼者編碼的一致程度，結果表明一致性良好。

1.1.1開放式編碼

開放式編碼是將訪談資料概念化和范疇化的過程。在逐字逐句閱讀資料后，通過“貼標簽”來正確反映原始資料內容，形成自由節(jié)點，然后不斷歸納概括，共得到58個初始概念，經過進一步歸納，識別出刻板印象、投射效應等19個范疇，篇幅所限，表1僅列出對資料開放式編碼的部分結果。

表1 開放式編碼結果表(部分)

1.1.2主軸編碼

主軸編碼的主要任務是在開放式編碼的基礎上構建主范疇。對開放式編碼形成的19個范疇進行分析比較后，發(fā)現(xiàn)它們之間的有機聯(lián)系。經進一步歸納概括，最終形成5個主范疇：個體認知偏差、評價行為偏差、外部環(huán)境影響、信息交流障礙和評價結果偏差。部分主軸編碼結果及各范疇的具體內涵如表2所示。

表2 主軸編碼結果表(部分)

續(xù)表2 主軸編碼結果表(部分)

1.1.3選擇性編碼

選擇性編碼是在上文主軸編碼的基礎上，對獲得的編碼信息(主范疇)開展進一步整合歸納，同時統(tǒng)籌處理各類范疇之間關系的過程。在這個階段，我們從主軸編碼產生的主范疇中提煉了“核心范疇”，以描繪的“故事線”為中心，分析主范疇間關系，為構建初步的理論框架打基礎。

1.1.4飽和度檢驗

在對主要文本資料扎根分析的后期，不再出現(xiàn)新的構念信息。隨后，對預留做飽和檢驗資料中獲得的原始語句經過開放編碼、主軸編碼以及選擇性編碼分析后，也未發(fā)現(xiàn)新的有價值信息，對主范疇關系也沒有起影響作用的新結構出現(xiàn)，故可以認為本研究編碼資料已經達到理論飽和。

作者將通過扎根分析得到的期刊質量同行評價影響因素與文獻分析中得到的因素進行了比較，并請兩位專家?guī)椭殃P，發(fā)現(xiàn)通過扎根分析獲得的期刊質量同行評價影響因素(主范疇)總體上涵蓋了期刊質量同行評價的外部和人為因素，也包含了文獻資料中曾出現(xiàn)那些影響因素。由此，通過本部分的研究，既驗證了文獻中學者的研究成果，又對本文理論抽樣的飽和度進行了檢驗，保證了本文影響因素提取的全面性。

1.2 各影響因素間的關系假設

1.2.1直接作用假設

a.外部環(huán)境影響對個體認知偏差的直接作用。人是社會性的，環(huán)境是他們成長的外部依賴。環(huán)境可以制約人的心理和行為，并對其產生一定的導向作用，這種影響有積極的，也有消極的，潛移默化地影響了他對世界、對事物、對他人的認知，極易產生認知方面的偏差。陸偉等認為，在人們信息交互的過程中，其認知范疇或概念體系會持續(xù)地被他所處的社會環(huán)境所影響，這其中既有社會習俗和偏好方面的影響，也有依附于.不同地域的集體認知結構等方面的影響[12]。個體要得到發(fā)展就需要不斷調節(jié)自我認知和行為，改善自己適應周圍環(huán)境的能力，從而創(chuàng)造良好的生存和發(fā)展環(huán)境，所以外部環(huán)境對個體的認知偏差有著直接的影響作用。Serenko等的研究發(fā)現(xiàn)，領域學術權威表達的觀點可能會影響其他學者對期刊質量的認知，尤其是對那些剛步入學術的研究生和初級教員。基于此，可以推斷，外部環(huán)境影響越強，其對受訪者個體認知偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H1：外部環(huán)境影響對個體認知偏差有正向影響。

b.外部環(huán)境影響對評價行為偏差的直接作用。認知心理學理論認為，個體決策行為的產生是一個系統(tǒng)化的復雜信息處理過程，在這一過程中，外部的人際關系、社會環(huán)境和信息環(huán)境將會對其決策的信息源、決策依據(jù)和決策結果產生較大影響。況且，不同個體的認知能力和思維水平有著很大的差距，對外界環(huán)境的敏感程度也并不相同，這就很容易在評價決策時產生不同類型的偏差。Park等發(fā)現(xiàn)，人們的評價行為也可能受到來自同行的行為信息影響，甚至是支配[13]。Derrick等在研究英國評審專家對研究成果的評價時發(fā)現(xiàn)，評審人易受到外部環(huán)境和政治因素的影響，他們的評價決策通常會更多考慮這些因素，而不是直接利用其掌握的專業(yè)知識，這將導致他們的評價行為產生偏差[14]。在訪談中，受訪者008也指出某本期刊“屬于CSSCI和北大核心以及中信所期刊評價體系中的核心期刊，很大程度上就會影響我對它的評判”，這種外部機構評級很容易影響受訪者對期刊質量的感知，產生評價偏差。基于此，可以推斷，外部環(huán)境影響越強，其對受訪者評價行為偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H2：外部環(huán)境影響對評價行為偏差有正向影響。

c.外部環(huán)境影響對評價結果偏差的直接作用。作為一項社會性活動，任何評價都不可能絕對擺脫外部環(huán)境的影響，尤其在評價結果與利益相關聯(lián)的時候。吳建南等以實驗法探討了利益相關性在評價活動中的影響作用，認為相比而言，那些與評價對象的利益相關性越小的評價主體所得出的評價結果更為客觀一些。而根據(jù)前文分析，利益相關性是外部環(huán)境影響的重要組成部分。Ma等的研究也發(fā)現(xiàn)，如果一個學者因為遵守現(xiàn)行評價體系的“游戲規(guī)則”而獲得獎勵，他(她)不會想要改變現(xiàn)狀。相反，他(她)會去盡力維護或加強現(xiàn)有標準的使用。仲偉民指出，基于師承、同學以及利益交換而形成的“人情”，往往直接會影響到評價的結果[15]。受訪者018也指出“跟朋友、導師或一些知名學者交流時，他們對這個刊的評價，也會影響到我的評價?！被诖?，可以推斷，外部環(huán)境影響越強，其對評價結果偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H3：外部環(huán)境影響對評價結果偏差有正向影響。

d.信息交流障礙對個體認知偏差的直接作用。受訪者對期刊質量的感知和期刊實際表現(xiàn)間的不對稱性是認知偏差產生的主要原因，而產生這種不對稱性的根本原因就在于信息交流的障礙。如果受訪者很少與期刊有過信息交流時，就會難以把握期刊的真實情況，出現(xiàn)理解性錯誤。而且，這種不對稱性會伴隨著受訪者的學術經歷、投稿、閱讀經歷和對特定期刊的熟悉程度而不斷變化，產生不同程度的認知偏差，而且這種偏差會伴隨信息交流障礙的增大而增大。信息交流障礙對個體認知偏差的影響在訪談中也有體現(xiàn)。受訪者008在訪談中指出“主辦機構的影響力也會存在，某期刊的主辦機構如果是國家級機構，總會讓人感覺質量稍微強一點”?？梢姡畔⒔涣髡系K產生的信息不對稱性會使受訪者對期刊的質量認知或感知產生偏差，而隨著交流的不斷深入，受訪者對期刊的了解會加深，信息交流的影響障礙會逐步減少，這種認知的偏差也會減少。據(jù)此，可提出以下假設：

H4：信息交流障礙對個體認知偏差有正向影響。

e.信息交流障礙對評價行為偏差的直接作用。由于期刊用戶(讀者、作者、審稿人等)和期刊編輯部間缺乏有效的溝通渠道，極易產生信息交流不充分的問題。讀者和作者群體是最廣泛的期刊用戶，除了閱讀期刊所刊發(fā)文章和向期刊投稿的經歷，他們接觸期刊的機會很少，對期刊的稿件篩選機制、錄稿標準、質量控制等并不了解。如很多研究人員會按照錄用率高低來確定期刊質量，但錄用率明顯會受到一些因素的影響，如期刊發(fā)表的頻率，每期發(fā)表的文章數(shù)量等，而且期刊的錄用率也相對難以核實。這使得一些評價人員使用此類指標可能更多地依賴于印象而不是事實，這種信息障礙必然對評價行為產生直接的影響。在其他條件相似的情況下，信息交流暢通或讓期刊用戶接觸的有利信息越多的期刊獲得的正面評價可能會越多，反之，則會獲得更多的負面或較低評價?；诖耍梢酝茢?，信息交流障礙越強，其對受訪者評價行為偏差的影響就越大，而且這種影響是直接的，因此可提出以下假設：

H5：信息交流障礙對評價行為偏差有正向影響。

f.信息交流障礙對評價結果偏差的直接作用。信息交流是評價過程中的重要環(huán)節(jié)，如果信息交流不暢，必然直接影響評價結果。Serenko認為，期刊評價領域中專家調查方法的應用比較有利于每年發(fā)表更多文章的期刊，因為會讓受訪者有更多機會熟悉該期刊。Rogers等的研究指出，在一些跨學科領域，部分專家可能不熟悉某些期刊，因此他們對期刊的排名更有可能被扭曲?；诖?，可以推斷，信息交流障礙越強，其對評價結果偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H6：信息交流障礙對評價結果偏差有正向影響。

g.個體認知偏差對評價行為偏差的直接作用。人們在認知方面產生的偏差會對行為產生影響，繼而出現(xiàn)偏差，且行為偏差會隨著認知偏差的增強而增強，二者存在正相關的關系。只要個體認知偏差存在，受訪者的評價決策行為就容易產生一些非理性或不客觀的現(xiàn)象，即評價行為偏差。李鵬認為，認知偏差會導致出現(xiàn)行為偏差，從而影響用戶對服務質量的評價[16]。嚴貝妮等的研究發(fā)現(xiàn)，在情報分析中，個體認知偏差對行為偏差具有典型的正相關關系[17]?；诖耍梢酝茢?，受訪者個體認知偏差越強，其對評價行為偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H7：個體認知偏差對評價行為偏差有正向影響。

h.個體認知偏差對評價結果偏差的直接作用。認知偏差之所以會對期刊質量同行評價造成影響，主要是由于期刊質量同行評價本身就是受訪者對期刊質量的感知，是一種主觀心理活動的結果，而人的主觀因素必然會對評價結果造成影響。Simon的“有限理性”概念指出，盡管一個人做出了理性的選擇，但他可能缺乏重要的信息來幫助定義一個問題或確定相關的標準，時間和成本等因素同樣限制了其可用信息的數(shù)量和質量，這些因素解釋了為什么人們無法假設出一個完全理性的模型，因為其理性受到認知限制。基于此，可以推斷，受訪者的個體認知偏差越強，其對評價結果偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H8：個體認知偏差對評價結果偏差有正向影響。

i.評價行為偏差對評價結果偏差的直接作用。Tu等的研究發(fā)現(xiàn)在特定期刊上發(fā)表過論文的受訪者比其他受訪者更有可能給該期刊打高分，即容易高估期刊質量。此前一些早期的研究也表明，盡管活躍的金融研究人員并不偏向于高估他們發(fā)文的期刊的質量，但他們偏向于低估他們沒有發(fā)表的期刊的質量，同樣情況在會計研究人員中也被發(fā)現(xiàn)。不管是高估還是低估期刊質量，都表明受訪者對期刊質量的評價產生了結果偏差，而且這種偏差容易隨著行為偏差的增加而增加。鄭金洲也認為，人們的評價行為往往直接影響著評價結果的信度與效度[18]?；诖?，可以推斷，受訪者的評價行為偏差越強，其對評價結果偏差的影響就越大，因此可提出以下假設：

H9：評價行為偏差對評價結果偏差有正向影響。

1.2.2中介作用假設

人們在認知方面的一系列偏差決定了行為方面的偏差，而行為方面偏差的聚集將影響評價結果，所以，評價結果往往是評價者們各種認知或行為的匯集。以認知、行為和結果等變量構成了一個有機的體系，認知偏差和行為偏差二者任何一個變量發(fā)生變化，都會使整個體系發(fā)生變化。嚴貝妮在研究中發(fā)現(xiàn)，認知偏差不僅直接影響行為偏差，還會通過行為偏差間接影響到情報分析結果[17]。期刊質量同行評價也是一個心理建構的過程，根據(jù)S-O-R理論，刺激、機體和反應三組變量本身就存在典型的中介作用關系，受訪者正是在受到外部環(huán)境或信息交流的刺激后，通過機體個體認知偏差的中介作用，產生了評價行為或結果偏差的反應，同時，評價行為偏差雖然屬于受訪者反應變量，但也會發(fā)生中介作用，導致評價結果偏差。在訪談中，模型中的部分中介關系也得到了體現(xiàn)。如有受訪者指出，“這本期刊每期發(fā)文數(shù)量比較多，會讓人覺得它的學術審核機制不是那么嚴密，產生不太好的印象，對我來說，是不會給它打高分的”。這其中就有一個間接作用的過程，受訪者由于看到某期刊發(fā)文數(shù)量比較多，而產生了該刊學術審核機制不是太嚴密的認知，最終影響對期刊的質量評價。事實上，雖然對于大多數(shù)偏見是否確實會引起次優(yōu)判斷尚無明確結論，但認知模式往往支配著人們的行為，而行為又決定著得到的結果。這其中，不管是個體認知偏差還是評價行為偏差都起到了重要的中介作用?；诖?，可以推斷，受訪者的個體認知偏差和評價行為偏差在各組關系中起到了典型的中介作用，因此可提出以下假設：

H10：評價行為偏差在個體認知偏差與評價結果偏差的關系中具有中介作用。

H11：個體認知偏差在外部環(huán)境影響與評價行為偏差的關系中具有中介作用。

H12：個體認知偏差在信息交流障礙與評價行為偏差的關系中具有中介作用。

H13：個體認知偏差和評價行為偏差在外部環(huán)境影響與評價結果偏差的關系中具有中介作用。

H14：個體認知偏差和評價行為偏差在信息交流障礙與評價結果偏差的關系中具有中介作用。

1.3 影響因素模型的構建

S-O-R(Stimulus-Organism-Response)理論模型，又稱“刺激-機體-反應”模型，該模型指出，個體易受到外界環(huán)境的影響，以其心理認知活動為中介，從而影響他的后續(xù)行為反應。衡量評價結果的重要指標就是考察得到的評價結果值與真實值之間的偶然偏差，這個偏差越小，說明評價的效果越好。所以可以評價結果偏差作為因變量，融入S-O-R模型，構建期刊質量同行評價影響因素的結構模型，如圖1所示。該模型與S-O-R模型基本吻合，評價過程中的信息交流和外部環(huán)境因素，即刺激，評價者在受到外界刺激后，獲取和理解期刊評價信息時會產生一系列想法，伴隨個體認知偏差，主觀感知與態(tài)度可能發(fā)生轉變，這個中介狀態(tài)即機體。在上述情況下，評價者的感知與態(tài)度轉變會產生評價行為偏差，最終影響到評價結果，這一過程即反應。

圖1 各影響因素間作用機制圖

2 期刊質量同行評價影響因素的實證分析

期刊質量同行評價影響因素模型中共包括外部環(huán)境影響、信息交流障礙、個體認知偏差、評價行為偏差和評價結果偏差五個潛變量，其中前四者是自變量，評價結果偏差是因變量。外部環(huán)境影響包括利益沖突、他人影響和人情關系三個子變量；信息交流障礙包括期刊特征、溝通交流和熟悉程度三個子變量；個體認知偏差主要包括刻板印象、暈輪效應和投射效應三個子變量；評價行為偏差包括順序偏差、勢利效應、曝光效應和錨定效應四個子變量；評價結果偏差包括創(chuàng)新性、規(guī)范性、專業(yè)性、重要性、影響力、吸引力六個子變量。綜合各因素的關系假設，各變量間的關系包括9組直接作用假設，同時假設個體認知偏差和評價行為偏差在模型中發(fā)揮了中介作用。構建的期刊質量同行評價影響因素結構模型見圖2。

圖2 期刊質量同行評價的影響因素結構模型

由于模型中的各影響因素均為潛變量，數(shù)據(jù)無法直接測得，需要運用結構方程模型，構建測量模型，以彌補傳統(tǒng)統(tǒng)計學方法的不足。結構方程模型(Structural Equation Modeling，簡稱SEM)是用于測試理論模型中觀察變量與潛變量之間直接或間接關系假設的一種多變量統(tǒng)計方法，可以解決多元共線性問題，除了傳統(tǒng)的顯著性檢驗和可解釋方差，它還可測試模型擬合度，估計變量殘差，對復雜的變量關系提供變量及路徑關系的圖形化表達等。在前文構建的期刊質量同行評價影響因素模型及各變量關系假設的基礎上，開發(fā)量表，設計問卷，收集調查數(shù)據(jù)，開展實證研究。量表在一定范圍內開展了預測試，項目分析和信效度檢驗后，對個別題項進行了調整。正式量表(見表3)中所有潛

表3 正式量表的測量題項列表

變量的測量題項都采用5級量表，所采用的問卷主要由4部分構成：引導語、篩選題項、量表題項以及受訪者信息采集題項。

問卷采用線上線下相結合的方式收集，共計獲得719項有效樣本(見表4)。

表4 正式問卷樣本情況統(tǒng)計表

2.1 描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計分析主要了解各觀測變量數(shù)據(jù)的分布情況，包括樣本的數(shù)量、最小值、最大值、平均值、標準差、偏度和峰度幾項指標，719個樣本中，受訪者對觀測變量(題項)的打分均介于1至5分之間，各變量得分均值從3.71分到4.14分，標準差在0.639和1.037之間，總體分布較為合理。數(shù)據(jù)正態(tài)分布檢驗方面，所有觀測變量獲得數(shù)據(jù)的偏度系數(shù)絕對值都小于2，低于正態(tài)分布參考值3，峰度系數(shù)的絕對值都小于7，低于正態(tài)分布的參考值8，表明數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布。因此，本文在后續(xù)數(shù)據(jù)處理時可以采用極大似然估計法開展結構方程模型的統(tǒng)計分析工作。

2.2 信效度檢驗

a.信度分析。采用Cronbach’sα指標對觀測變量數(shù)據(jù)開展信度檢驗。運用SPSS24.0 軟件的可靠性分析模塊對全部觀測變量的數(shù)據(jù)進行內部一致性檢驗，檢驗結果發(fā)現(xiàn)，各潛變量的整體Cronbach’sα值均大于0.8，表明數(shù)據(jù)具有很好的信度，可靠性比較高。

b.效度檢驗。繼續(xù)對觀測變量數(shù)據(jù)開展效度檢驗。收斂效度檢驗的是各個觀測指標是否能反映同一個因素。具體的操作主要是用結構方程模型來做測量模型的驗證性因子分析(CFA)，計算組合信度、平均變異抽取量(AVE)等。

首先進行驗證性因子分析，以外部環(huán)境影響、信息交流障礙、個體認知偏差、評價行為偏差和評價結果偏差五個因子作為潛變量，各題項數(shù)據(jù)作為觀測變量，一起構造驗證性因子分析模型。驗證性因子分析模型是結構方程模型的特例，其擬合估計要求與結構方程模型相同。模型的卡方自由度比為2.981，小于3，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、CFI等指標值均大于0.9，RMSEA=0.053<0.08，RMR=0.027<0.05，可見，CFA模型的整體擬合度良好。而且，每個題項對應因子的標準化因子載荷均大于或接近0.7。各潛變量的組合信度均大于0.8，平均變異抽取量(AVE)均大于0.5。

綜合以上因子分析結果，可以認為該量表獲取數(shù)據(jù)的各觀測變量可以有效測量潛變量，量表的收斂效度較好。隨后，驗證量表的區(qū)別效度。發(fā)現(xiàn)測量模型中各個潛變量間的平均變異抽取量(AVE)的平方根均大于該潛變量與其他潛變量的相關系數(shù)，說明研究問卷具有良好的區(qū)別效度。

2.3 結構方程模型建立

根據(jù)前文期刊質量同行評價影響因素作用機制的理論模型和關系假設，本研究構建如圖3所示的結構方程模型，并通過正式問卷數(shù)據(jù)驗證該模型各變量間的直接作用和中介作用關系假設。

將樣本數(shù)據(jù)導入Amos24.0軟件，對模型進行擬合計算，求解出外部環(huán)境影響、信息交流障礙、個體認知偏差、評價行為偏差和評價結果偏差5個潛變量間的路徑系數(shù)，同時計算各潛變量與對應的觀測變量間的載荷系數(shù)。最初求解的結果并不顯著，可能由于路徑設置或某些誤差項間存在相關關系，根據(jù)軟件提供的Modification Indices建議，修正了模型，使其更有解釋力和現(xiàn)實意義。

2.4 模型估計結果分析

2.4.1模型擬合結果

經過修正后，結構方程模型的各項擬合指標如表5所示。

從表5中數(shù)據(jù)可以看出，模型的卡方自由度比為2.981，小于3，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、CFI等指標值均大于0.9，RMSEA=0.053<0.08，RMR=0.027<0.05，模型的整體擬合度良好，表明本文構建的期刊質量同行評價模型得到了實證數(shù)據(jù)支撐。模型中各變量的擬合路徑結果見圖4。

圖4 結構方程模型擬合路徑結果圖

表5 結構方程模型最終擬合結果

圖中各潛變量間的路徑系數(shù)代表了一個變量對另一變量的影響程度。如評價行為偏差對評價結果偏差

的標準化路徑系數(shù)是0.62，表示評價行為偏差對評價結果偏差有較強的直接影響。而外部環(huán)境影響和信息交流障礙除直接影響外，還通過個體認知偏差和評價行為偏差的間接作用對評價結果偏差產生影響。根據(jù)“總效應=直接效應+間接效應”的原則，它們對評價結果偏差的影響也會更大。潛變量與觀測變量間的載荷系數(shù)表示了各觀測變量對潛變量的解釋程度。模型檢驗結果見表6。

表6 結構方程模型檢驗結果

2.4.2直接作用檢驗結果

如表6所示，外部環(huán)境影響對個體認知偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.386，P<0.001，C.R.(t值)為8.153，絕對值大于1.96，表明外部環(huán)境影響對個體認知偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H1成立；外部環(huán)境影響對評價行為偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.289，P<0.001，C.R.(t值)為5.349，絕對值大于1.96，表明外部環(huán)境影響對評價行為偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H2成立；外部環(huán)境影響對評價結果偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.234，P<0.001，C.R.(t值)為4.965，絕對值大于1.96，表明外部環(huán)境影響對評價結果偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H3成立；信息交流障礙對個體認知偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.342，P<0.001，C.R.(t值)為7.057，絕對值大于1.96，表明信息交流障礙對個體認知偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H4成立；信息交流障礙對評價行為偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.298，P<0.001，C.R.(t值)為5.468，絕對值大于1.96，表明信息交流障礙對評價行為偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H5成立；信息交流障礙對評價結果偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.114，P=0.013<0.05，C.R.(t值)為2.494，絕對值大于1.96，表明信息交流障礙對評價結果偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H6成立；個體認知偏差對評價行為偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.152，P=0.002< 0.01，C.R.(t值)為3.090，絕對值大于1.96，表明個體認知偏差對評價行為偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H7成立；個體認知偏差對評價結果偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.608，P<0.001，C.R.(t值)為12.102，絕對值大于1.96，表明個體認知偏差對評價結果偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H8成立；評價行為偏差對評價結果偏差直接作用的標準化路徑系數(shù)是0.621，P<0.001，C.R.(t值)為11.769，絕對值大于1.96，表明評價行為偏差對評價結果偏差有統(tǒng)計學意義的顯著正向影響，故接受原假設，假設H9成立。

2.4.3中介作用檢驗結果

檢驗中介效應曾經比較流行采用Baron和Kenny的逐步法開展，但近幾年陸續(xù)有學者反對采用此種方法，認為其有欠缺。相比而言，更多學者建議采用比較科學的Bootstrap法直接檢驗系數(shù)的乘積[19]。Bootstrap法在樣本能代表總體的情況下，從樣本中重復取樣檢驗，可以有多套取樣方案，常見的是有放回的重復取樣，這樣可以產生很多類似于總體的Bootstrap樣本。在Amos24.0中用Bootstrap方法檢驗中介作用，設置2000次抽樣，將矯正偏差的置信區(qū)間法(Bias-corrected confidence intervals)的置信水平設置為95%，將百分位置信區(qū)間法(Percentile confidence intervals)的置信水平也設置為95%，運行計算后，得到表7結果。

表7 中介效應檢驗結果表

分析表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，在“個體認知偏差→評價行為偏差→評價結果偏差”這一中介路徑中，標準化間接效應系數(shù)0.089，Bias-Corrected 95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.028～0.191]，Percentile95% CI的低值和高值區(qū)間也為[0.028～0.190]，均不包含0，Bias-Corrected 95% CI和Percentile95% CI的P值均小于0.001，表明評價行為偏差在個體認知偏差對評價結果偏差影響過程中的中介效應存在，接受原假設，故假設H10成立。

在“外部環(huán)境影響→個體認知偏差→評價行為偏差”這一中介路徑中，標準化間接效應系數(shù)0.070，Bias-Corrected 95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.025～0.143]，Percentile95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.023～0.137]，均不包含0，Bias-Corrected 95% CI和Percentile95% CI的P值均小于0.001，表明個體認知偏差在外部環(huán)境影響對評價行為偏差影響中的中介效應存在，接受原假設，故假設H11成立。

在“信息交流障礙→個體認知偏差→評價行為偏差”這一中介路徑中，標準化間接效應系數(shù)0.064，Bias-Corrected 95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.020～0.132]，Percentile95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.019～0.131]，均不包含0，Bias-Corrected 95% CI和Percentile95% CI的P值均小于0.001，表明個體認知偏差在信息交流障礙對評價行為偏差影響中的中介效應存在，接受原假設，故假設H12成立。

在“外部環(huán)境影響→個體認知偏差→評價行為偏差→評價結果偏差”這一中介路徑中，標準化間接效應系數(shù)0.329，Bias-Corrected 95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.230～0.431]，Percentile95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.227～0.424]，均不包含0，Bias-Corrected 95% CI和Percentile95% CI的P值均小于0.001，表明個體認知偏差和評價行為偏差在外部環(huán)境影響對評價結果偏差的影響過程中的共同中介效應存在，接受原假設，故假設H13成立。

在“信息交流障礙→個體認知偏差→評價行為偏差→評價結果偏差”這一中介路徑中，標準化間接效應系數(shù)0.326，Bias-Corrected 95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.230-0.418]，Percentile95% CI的低值和高值區(qū)間為[0.230-0.418]，均不包含0，Bias-Corrected 95% CI和Percentile95% CI的P值均小于0.001，表明個體認知偏差和評價行為偏差在信息交流障礙對評價結果偏差的影響過程中的共同中介效應存在，接受原假設，故假設H14成立。

3 研究結論與啟示

3.1 研究結論

a.外部環(huán)境對評價結果偏差的影響。外部環(huán)境對評價結果偏差的影響可通過四條路徑實現(xiàn)，這四條路徑的直接和間接作用假設均得到了數(shù)據(jù)驗證。包括外部環(huán)境對評價結果偏差的直接影響(0.23)、外部環(huán)境通過個體認知偏差的中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.238)、外部環(huán)境通過評價行為偏差的中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.180)以及外部環(huán)境通過個體認知偏差和評價行為偏差的共同中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.036)，根據(jù)“總效應=直接效應+間接效應”的原則，外部環(huán)境對評價結果偏差的整體影響系數(shù)為0.684，說明外部環(huán)境影響對期刊質量同行評價結果的影響程度比較強。

b.信息交流障礙對評價結果偏差的影響。信息交流障礙對評價結果偏差的影響同樣是通過四條路徑實現(xiàn)的，這四條路徑的直接和間接作用假設也均得到了數(shù)據(jù)驗證。包括信息交流障礙對評價結果偏差的直接影響(0.11)、信息交流障礙通過個體認知偏差的中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.207)、信息交流障礙通過評價行為偏差的中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.186)以及信息交流障礙通過個體認知偏差和評價行為偏差的共同中介作用對評價結果偏差的間接影響(0.032)，信息交流障礙對評價結果偏差的整體影響系數(shù)為0.535，說明信息交流障礙對期刊質量同行評價結果有一定的影響。

c.個體認知偏差對評價結果偏差的影響。作為內生潛變量的個體認知偏差對評價結果偏差的影響是通過兩條路徑實現(xiàn)的，一條是對評價結果偏差的直接作用路徑，另一條是通過評價行為偏差中介的間接作用路徑，這兩條路徑的直接和間接作用假設也均得到了數(shù)據(jù)驗證。個體認知偏差對評價結果偏差的直接路徑系數(shù)為0.61，個體認知偏差通過評價行為偏差的中介作用對評價結果偏差的間接影響路徑系數(shù)為0.093，個體認知偏差對評價結果偏差的整體影響系數(shù)為0.703。與其他因素相比，個體認知偏差對期刊質量同行評價結果的影響程度相對較大。

d.評價行為偏差對評價結果偏差的影響。同樣作為內生潛變量的評價行為偏差對評價結果偏差的影響僅是通過直接作用路徑實現(xiàn)的，系數(shù)為0.62，這條路徑的直接作用假設也得到了數(shù)據(jù)驗證，說明評價行為偏差對期刊質量同行評價結果的影響程度也比較強。

根據(jù)“總效應=直接效應+間接效應”的原則，期刊質量同行評價各影響因素對期刊評價結果偏差的影響路徑系數(shù)為該因素的直接作用與間接作用系數(shù)之和，即外部環(huán)境影響對評價結果偏差的總影響系數(shù)為0.684(0.23+0.39*0.61+0.29*0.62+0.39*0.15*0.62)；信息交流障礙對評價結果偏差的總影響系數(shù)為0.535(0.11+0.34*0.61+0.3*0.62+0.34*0.15*0.62)；個體認知偏差對評價結果偏差的總影響系數(shù)為0.703(0.61+0.15*0.62)；評價行為偏差對評價結果偏差的總影響系數(shù)為0.62?？梢姡瑐€體認知偏差對評價結果偏差的影響最大，其次是外界環(huán)境影響和評價行為偏差，信息交流障礙的影響相對較小。

3.2 對期刊評價實踐的啟示

a.采取措施控制各種外部和人為因素對同行評價的影響。研究發(fā)現(xiàn)，期刊同行評價結果受外部環(huán)境、信息交流、認知偏差、行為偏差等多因素的直接和間接影響，期刊評價活動的組織者應全面關注這些因素，特別是關注有較強影響作用的個體認知偏差和外部環(huán)境影響兩類因素，采取措施阻斷外部環(huán)境和信息交流對受訪者的不利影響，幫助受訪者調整不合理的認知偏差，努力糾正評價行為偏差。受訪者刻板印象、投射效應、暈輪效應等認知偏差通過直接與間接作用路徑對評價結果偏差具有顯著正向影響作用，因此通過適當采取措施規(guī)避這些因素對評價結果的影響，能夠大幅降低期刊質量同行評價的結果偏差。比如，國家出臺的反對“唯論文”和禁止獎勵論文等政策，會降低機構期刊分級目錄對受訪者的影響程度，這對減弱外部環(huán)境對期刊同行評價的影響是有利的。

b.完善期刊質量同行評價的制度體系建設。應科學設計流程，加強過程監(jiān)督，促進評價程序的公開、透明和數(shù)據(jù)的開放。近十多年，由于受量化評價思維的影響，我國期刊評價界尚缺乏對人文社會科學學術期刊的質化評價體系和制度框架的設計，建議學界和出版界在此方面進行深入探討和研究，吸收多方參與，完善流程設計，加強過程控制和監(jiān)督。一方面，要不斷完善同行評價方法本身的操作規(guī)范設計[20]，努力減少外部學術評價政策環(huán)境、人情關系、利益關系等對期刊評價的影響；另一方面，要加強期刊和評價工作的宣傳，使更多學者了解期刊，了解期刊評價，客觀認知評價結果，努力減少信息交流對期刊質量同行評價的影響程度。另外，還要加強評價保障和監(jiān)督機制建設，適時對參與評價人員開展元評價工作，對評價人員表現(xiàn)進行評價，甄別那些不認真評價、不客觀評價或打感情分、人情分的評價者，營造公平公正的評價氛圍。

c.推動期刊評價結果的多維度呈現(xiàn)。期刊評價的最終目標不應做簡單的期刊分級和期刊排行榜，而應根據(jù)不同目的，對不同類型期刊，按照不同維度綜合呈現(xiàn)，出具不加權匯總得分的期刊“診斷報告”。評價結果的多維度發(fā)布既有利于期刊用戶更全面了解期刊，根據(jù)自身的投稿和閱讀需求選擇合適期刊，也有利于學術期刊找準定位，對標一流，尋找差距，補齊短板，實現(xiàn)多元化發(fā)展，避免“千刊一面”的同質化現(xiàn)象以及一些浮躁、投機和功利行為。

d.提升學術共同體參與期刊評價的積極性。2019年7月，《關于深化改革 培育世界一流科技期刊的意見》出臺后，部分領域正在中國科協(xié)的統(tǒng)一部署下，陸續(xù)組織學者或學術機構開展高質量科技期刊分級目錄的遴選和發(fā)布工作。雖然可能產生“唯高質量刊”的風險，但這畢竟是學術共同體參與期刊評價的良好開端，今后應繼續(xù)出臺措施，鼓勵更多領域，特別是人文社科領域學者和學術團體參與期刊同行評價，真正實現(xiàn)期刊發(fā)展與學術共同體發(fā)展的有機融合。