中國法學學術生態變遷研究(1998—2022)*
——基于頂級期刊的實證考察

陽 李 涂孝洪

導論

自改革開放以來,我國法治建設取得舉世矚目的偉大成就。與法治建設緊密相關的法學學術研究亦在同一時段快速發展,法學學術研究群體的規模日益增加,各類研究成果不斷涌現,法學學術研究的整體水平取得顯著進步。在長達近半個世紀的發展歷程中,我國法學學術研究在不同時期呈現出不同的特點,探索我國法學學術研究的變遷軌跡不僅很自然,而且也很正當。原因在于,系統梳理我國法學學術研究的某些變遷軌跡,在總結有益經驗的同時,也能發現其中存在的弊端和不足,從學術研究的角度來看,查漏補缺的重要性可能甚于前者,并有可能為未來法學學術研究的進一步提升提供些許思路。

與我國法學學術變遷歷程相關的研究并不少見。早在2001年,蘇力即撰文對我國法學學術發展的歷史進行系統分析,他認為,我國法學學術發展所呈現的狀態與國外大相徑庭,大致可以分為三個階段:從1978年到整個80年代屬政法法學階段,從80年代中期到整個90年代屬詮釋法學階段,以及從90年代以來至今的社科法學階段。同時,蘇力在文中強調,各個階段的邊界并不是非此即彼的明確或清晰狀態,對于法學學術的未來變遷趨勢亦是推斷,社科法學的飛速發展“也許正在發生”[1]。成凡以《中國社會科學》和《中外法學》兩期刊1993—2002年發表的法學論文為研究對象,統計法學外部學科引證情況后發現,法學之外的外部學科知識還沒有對當代中國法學整體產生巨大影響[2]。在接續的研究中,成凡進一步展開分析后認為,當代中國法學論文引證的數量競爭已經展開,而質量競爭尚未發展,當代中國法學的另一面可能更多的是自我對話,甚至封閉[3]。在成凡看來,蘇力期待或預測的社科法學階段似乎并未到來。其后,以法學學術論文的引證狀況、作者群以及其他相關因素為切入點,陸續有學者對我國法學學術生態的某些特征展開探討,推動了我國法學學術變遷歷程相關領域的研究進展。

然而,既有研究亦存在些許不足之處。首先,現有成果所獲結論大多以規范分析為基本研究方法。作為法學學科所特有的研究方法[4],規范分析法在具體運用時可能滲入研究者的主觀價值選擇,但是對于我國法學學術研究走過的歷程而言,過往的歷史已經處于實然狀態,實然狀態與應然狀態是否契合,僅僅依靠規范分析法可能稍顯不足,充足的數據和翔實的分析往往不可或缺。其次,部分研究通過定量分析方法展開探討,確實收獲了一些規范分析不能提供的知識和解釋,但總體而言,歸因于法學學者缺乏定量分析知識之緣由,常用的定量分析方法以較為基礎的描述性統計分析為主,在進一步量化相關的影響性因素時可能缺乏說服力。從已有成果來看,以定量分析方法為主的相關研究成果時常存在抽樣方法不明確、樣本量不足、分析的影響性因素過少等缺陷。最后,部分現有研究的結論存在矛盾。例如,對于實證研究在法學學術中的發展,程金華通過對1979—2015年間中國法學核心期刊所發表論文及相關事實的分析后認為,法律實證研究已經在中國法學界獲得一席之地,并初具研究規模,左衛民[5]和侯猛[6]亦持相同觀點。不過,筆者以《中國法學》和《法學研究》1998—2018年所刊發論文為樣本進行梳理后發現,實證研究論文在頂級期刊中的份額極低(占比僅4.3%),所提供的學術影響力(平均被引6.62次)亦遠低于定性研究(平均被引10.65次),認為實證研究尚未得到主流學界的實質性關注。這與李浩的觀點相同[7]。

從學術研究的具體表現形式來看,絕大多數法學研究的成果皆以論文的形式在各類學術期刊上發表。本文試圖拓展現有研究成果,以《中國法學》和《法學研究》1998—2022年間的學術論文為研究樣本,嘗試對我國法學學術生態的變遷歷程展開探研。之所以選擇這兩本期刊作為分析的切入點,原因在于,兩期刊作為法學學術領域的頂級期刊,代表法學學術研究的最高水平,其用稿方向、評審取舍等風向標對法學學術研究具有舉足輕重的引領作用,據此亦可在一定程度上綜合、合理推斷全國法學學術研究的整體面貌。此外,考慮到我國法學學術生態的多樣性和復雜性,全面而細致入微的分析既不可能,也不必要。本文的關注焦點在于法學學術研究中的學者群,以及法學學術論文中體現出的知識結構,并以此為基礎,在綜合考慮其他影響性因素的前提下,探討我國法學學術研究的影響力。

一、 數據來源和樣本概覽

(一) 數據來源

樣本期刊《中國法學》和《法學研究》的具體抽樣時間區間聚焦于1998—2022年。之所以不包括20世紀80年代和90年代初期,原因之一在于該時期法學學科尚存在某種程度的從屬性和較為普遍的非規范性。改革開放后,法學學科的自主性雖然得到確立,但由于此前長期從屬于政治,其獨立的學科地位實際是從政治層面獲得合法性和正當性的論證。從學術引證的角度來看,90年代初期及之前的法學著作或論文,大多是引證馬列經典作家或我國官方層面的文件,引證內容大多是作為權威的結論或真理的化身,甚至存在大量“零引證”的學術論文。以當下的學術規范檢視之,該時期的學術研究極不規范,往往牽強附會,各取所需,學術價值不高。原因之二在于研究的可行性和便利性,本文使用的主要數據庫系中文社會科學引文索引數據庫(CSSCI),該數據庫于1998年正式啟用,對于20世紀80年代和90年代初期學術論文的相關數據并不特別完善,基于研究的完整性和科學性,遂將1998年作為時間區間的起始年。

兩期刊在限定時間區間內的論文總量共計4466篇,其中《中國法學》2473篇,《法學研究》1993篇,基本屬于抽樣體系中的中等規模。對于人文社會科學領域的抽樣比例,勞倫斯·紐曼提出,總體規模為5000時樣本的適宜規模約為960(樣本占總體比例為19.2%)[8]。袁建文教授在充分考慮抽樣精度和費用后,得出的結論與勞倫斯·紐曼基本類似,他提出最優樣本量的經驗比例大致為:總體規模在100以下的,抽樣比為50%以上,總體規模介于100～1000之間的抽樣比為20%～50%,總體規模介于1000～5000之間的抽樣比為10%～30%,總體規模介于5000～10000之間的抽樣比為3%～15%,總體規模介于10000～100000之間的抽樣比為1%～5%,總體規模在10萬以上的,抽樣比為1%以下[9]。結合抽樣的基本原則和具體規則,本文對于樣本論文的抽樣比應介于10%～30%之間。

為了盡可能確保抽樣論文中包含多個不同特質的抽樣子單位,使得抽樣論文的結構與樣本總體的結構比較接近,本文選擇分層抽樣法(stratified sampling)對樣本期刊進行抽樣。具體的抽樣方法為:對1998—2022年《中國法學》和《法學研究》每年第2期和第5期發表的論文進行定距抽樣?？紤]到本文的研究對象為學術論文,在抽樣過程中我們排除了卷首語、綜述、時事新聞、座談會、簡訊、單位簡介、會議紀要、宣言、筆談等非論文性質的文獻。最后,《中國法學》論文抽樣數量為783篇,《法學研究》論文抽樣數量為595篇,合計抽樣1378篇(占比30.86%)。論文抽樣比例(1998—2022年)詳見表1。

表1 論文抽樣比例(1998—2022年)

(二) 樣本概覽

作為法學學術領域的頂級期刊,兩期刊刊文數量一直不高。從總體均值來看,《中國法學》的刊文均值為31.32篇,也就是平均每期為15.66篇,《法學研究》的刊文均值稍低(23.8篇),平均每期為11.9篇。2008年之前,兩期刊的刊文數量曾有較大幅度的波動,《中國法學》刊文量最高曾達到平均每期20篇(2003年和2004年),《法學研究》刊文量最低僅為平均每期10.5篇(2003年)。2008年開始,兩期刊的刊文數量逐步趨于穩定。尤其是2011年后,兩期刊的刊文數量已經處于十分穩定的狀態,《中國法學》平均每期為14.86篇,《法學研究》則為11.54篇。兩期刊的歷年刊文數量詳見圖1。

圖1 兩期刊歷年刊文數量

兩期刊的論文體例呈現出較為一致的變遷趨勢,我們以《法學研究》為例展開分析。首先是論文的長度。嚴格言之,論文的長度與質量并不一定成正比,但在學術研究高度規范化和精細化的時代,準確描繪待研究對象真實狀態以及厘清其客觀運轉規律之目的的實現,往往以大量筆墨的投入為前提?！斗▽W研究》1998年刊發論文的平均長度為10.69頁,甚至還有數篇僅有1頁或2頁的論文。隨后,論文的長度逐漸增加,2012年后,論文長度基本達到穩定狀態。2022年,《法學研究》刊發論文的長度最低為15頁,最高為21頁,平均長度為17.76頁。其次是論文參考文獻的數量,這在一定程度上反映了兩期刊刊發論文的大致研究廣度、深度和遵守學術規范的程度。兩期刊論文參考文獻數量的變化趨勢與論文長度的增長趨勢大致具有相同的步調,但增幅更為明顯?！斗▽W研究》1998年刊發論文的平均參考文獻數量為12.93個,隨后一直處于增加的態勢。2022年,《法學研究》刊發論文的平均參考文獻數量已經達到61.56個。那么,在論文長度已經大致穩定的狀態下,相應的均篇參考文獻數量是否也已經達到穩定狀態呢?答案應當是否定的。根據論文體例走勢圖(圖2)所展現的規律,可以初步判斷,兩期刊的均篇參考文獻數量一直呈遞增趨勢,且沒有展現出穩定在某個特定值或區間的狀態。另外,根據其他學者的統計分析,國外法學權威期刊的均篇參考文獻數量為153.11個(2004年),與之相比,就平均水平而言,兩期刊的均篇參考文獻數量顯然還存在較大的進步空間。

圖2 兩期刊論文體例走勢圖

二、 法學學術研究中的學者群

(一) 法學學者的身份

兩期刊的絕大多數論文作者擁有高級職稱。具體而言,在1378篇抽樣論文中,正高級職稱作者835人(占比60.6%),副高級職稱作者390人(占比28.3%),中級職稱作者131人(占比9.5%);不難看出,高級職稱作者是兩期刊的主力軍,合計達到1225人(占比88.9%)。另外,青年學子的學術成果似乎較難得到兩期刊的認可,從抽樣數據來看,博士生僅有20人(占比1.45%),碩士生僅有2人(占比0.15%),這兩篇以碩士生作為作者的論文還發表在相對久遠的2001年和2013年。盡管不同職稱作者各自所占比例隨著時間的變化偶有小幅波動,但總體而言,兩期刊倒金字塔式的職稱結構作者群體已經形成,且保持著高度穩定的態勢。

不同職稱結構的學者群是否具備相匹配的學術影響力?答案并非不言自明?？紤]到繁榮法學研究、傳播理念知識、促進學術交流是期刊的主要使命,我們選擇論文被CSSCI來源期刊引證的次數作為學術影響力的評估標準,以衡量不同職稱結構學者群的學術貢獻。1378篇抽樣論文合計被引17108次。其中,正高級職稱作者論文被引總次數為11468次(占比67.03%),考慮到正高級職稱作者發文量占比為60.6%,明顯低于67.03%,因此可以認為,正高級職稱作者的學術影響力貢獻高于其發表的論文數量份額。副高級職稱作者論文合計被引4070次(占比23.79%),這一數據低于發文份額(28.3%),也就是說,副高級職稱作者的學術影響力貢獻略低于其發表的論文數量份額。最后來看中級職稱作者論文的被引情況。中級職稱作者論文被引總次數為1382次(占比8.08%),和相對應的發文份額大致相當(9.5%)。如果我們將副高級職稱和正高級職稱作者論文的數據匯集起來,那么高級職稱作者論文合計被引總次數為15538次(合計占比90.82%),亦略高于相應的發文份額(88.9%)?？傮w而言,高級職稱作者是兩期刊的主力軍,與中級職稱作者相較,他們的論文也做出了應有的學術影響力貢獻。

論文被引總次數為我們呈現出一個衡量不同職稱結構學者群的學術影響力的大致概覽,但僅此尚顯不足。原因在于,不同職稱作者在不同年度發表的論文數量并不相同,被引總次數也存在較大差距。我們計算出不同職稱作者論文歷年的平均被引次數,以此為基礎繪制箱型圖(圖3),嘗試進行更精細的分析。由圖3可知(從左至右依次為正高、副高和中級平均被引次數),從離散程度來看,副高級職稱作者的論文平均被引次數最為集中(箱子最短),正高級職稱作者的論文平均被引次數相對離散于前者(箱子長于前者),二者的學術影響力均較為穩定;中級職稱作者的論文平均被引次數最為分散(箱子最長),表明中級職稱作者的學術影響力存在較大起伏,最低值低于另外兩級職稱作者,最高值卻又顯著高于副高級職稱作者,略微低于正高級職稱作者。從分布形狀來看,副高級職稱作者的論文平均被引次數基本呈對稱分布(中位數位于箱子中間位置),正高級職稱作者的論文平均被引次數雖然并不完全對稱,但基本接近對稱分布(中位數位于箱子中間位置略微偏下),也就是說,高級職稱作者之間的學術影響力分布較為均衡;中級職稱作者的中位數則明顯居于箱子下側,也就意味著相應論文的歷年平均被引次數雖然有一半低于中位數,但所占份額不多,與之相比,高于中位數的中級職稱作者論文做出了較好的學術貢獻。

圖3 不同職稱作者論文平均被引次數

上述分析表明,中級職稱作者在學術影響力上呈現出較為明顯的非均衡性。應當如何看待和評價此種現象?首先,中級職稱作者還需進一步的學術歷練。從學術訓練和知識積淀的角度來看,與高級職稱作者相比,中級職稱作者顯然存在諸多不足,因此,部分中級職稱作者的論文呈現出較低的學術影響力。其次,部分中級職稱作者已經展現出較為優秀的學術潛力。中級職稱作者論文的歷年平均被引次數表明,其最高平均被引次數顯著高于副高級職稱作者,僅略低于正高級職稱作者。從總的平均被引次數來看,中級職稱作者(10.55次)甚至略高于副高級職稱作者(10.44次)。中級職稱作者的論文份額雖低,但已經呈現出一定的潛力和影響力,在未來的發展中有待于學術期刊的傾斜性培養和扶持。

(二) 法學學者的單位和所在地區

1378篇樣本論文出自于181所高?；蚱渌麊挝?。根據教育部的統計,截至2022年5月31日,全國高等學校共計3013所[10]。這意味著,能夠在法學頂級期刊上發表論文的高等學校不會超過6.01%(181/3013)。就不同類型高校的發文份額而言,地方院校合計發文154篇(占比11.17%),三所政法院校(西南政法大學、西北政法大學和華東政法大學)合計104篇(占比7.55%),211高校合計320篇(占比23.22%),985高校合計691篇(占比50.15%),其他部屬高校和中國社會科學院合計102篇(占比7.4%),海外高校合計7篇(占比0.51%)。其中,211高校和985高校合計發文1011篇,占據絕大多數份額(占比73.37%),取得取足輕重的支配性地位。那么,211高校和985高校是否一直占據著如此高的發文份額呢?我們繪制出地方高校以及211高校和985高校的發文占比走勢圖(圖4)。由圖4可知,地方高校發文份額最高曾達到25.45%(1998年),此后總體呈下滑態勢,最低時僅為1.89%(2020年);211高校和985高校的發文份額趨勢則剛好相反,最低時為54.55%(1998年),最高時達到92%(2017年),自1998年后基本長期保持高位態勢。值得一提的是,樣本論文的抽樣時間系從1998年開始,這一時間節點與我國211工程(1995年11月)和985工程(1999年12月)的啟動時間大致相符。由此可見,是否入選211工程或985工程,可能會對不同類型高校的研究能力產生些許影響。

圖4 兩組高校發文占比走勢圖

211高校和985高校的發文份額顯著高于地方高校,是否意味著其相應的學術影響力貢獻也顯著高于后者呢?地方高校的被引總次數為1028次(占比6.01%),低于發文份額(占比11.17%),說明地方高校的學術影響力貢獻低于其發表的論文數量份額。就平均水平而言,地方高校的平均被引次數為6.68次,僅有樣本平均被引次數的一半(12.42次)。顯然,地方高校的學術影響力還稍顯不足。211高校和985高校的被引總次數為13361次(占比78.1%),學術影響力貢獻高于發文份額(73.37%),相應的平均被引次數為13.22次,高于樣本平均值,也遠高于地方高校的平均被引次數。這表明,就樣本總體情況而言,211高校和985高校的學術影響力顯著高于地方高校,前者的學術影響力貢獻亦高于后者。此外,三所政法院校、其他部屬高校和中國社科院、海外高校的學術影響力貢獻與其發文份額基本契合,不再一一分析。

法學學術領域的“北京氛圍”頗為濃厚。就法學學術資源的分布而言,與其他地區相比,北京確實集聚了幾乎不可比擬的大量優勢資源,例如,法學專業的頂尖學府、法學領域的頂級期刊和知名出版社。較外地學者而言,北京學者確實具備某些信息或資源優勢。在樣本期刊上發文的181所高?；蚱渌麊挝粊碜院韧?3個地區,位于發文數量前十位的地區依次分別是:北京642篇(占比45.28%)、湖北131篇(占比9.51%)、上海127篇(占比9.22%)、江蘇91篇(占比6.6%)、浙江54篇(占比3.92%)、重慶51篇(占比3.7%)、廣東36篇(占比2.61%)、湖南36篇(占比2.61%)、山東36篇(占比2.61%)和四川35篇(占比2.54%)。不難發現,北京地區的發文數量幾乎占據半壁江山,甚至超過排名第2位到第10位的其他地區的發文數量總和。根據北京地區發文占比走勢圖(圖5)可以得知,北京地區的發文比重雖然存在波動,但總體趨勢長期處于較為穩定的態勢(同X軸平行的直線為平均值),發文最低時有18篇(占比29.03%,2004年),最高時達到29篇(占比59.18%,2008年)。從學術影響力貢獻來看,北京地區的被引總次數為9369次,占比54.76%(超過發文份額45.28%),表明北京地區雖然占據接近一半的發文份額,但提供了超額的學術影響力貢獻。而且,北京學者的學術影響力(平均被引次數15.01次)高于樣本的總體平均水平(平均被引次數12.42次),亦遠高于京外學者的總體平均水平(平均被引次數10.26次)。

圖5 北京地區發文占比走勢圖

三、 法學學術論文的知識結構

(一) 外部學科知識的變遷軌跡

現代社會科學的重要發展趨勢之一即為外部學科知識的交叉運用。之所以推進交叉研究,一個重要原因在于傳統文科經過多年發展,在當下時代已經展現出一定的局限性,具體到既有學術研究樣態而言,條塊分割、壁壘分明、互不交往的學科建設導致學術原創能力不強,有數量缺質量,有高原缺高峰,有專家缺大師,缺乏觀照現實的能力[11]。在進行深入解讀和分析前,需對外部學科知識進行概念上的界定以及分類。國務院學位委員會、教育部印發的規范性文件《研究生教育學科專業目錄(2022年)》共分哲學、經濟學、法學、教育學等14個學科門類,是對外部學科知識之門類進行區分的基準依據。此外,該規范性文件設置的法學類一級學科包含法學(0301)、政治學(0302)、社會學(0303)、民族學(0304)等學科,考慮到本研究立足的法學門類歸屬于狹義的法學學術領域,對應的一級學科為法學(0301),加之政治學、社會學等學科已經發展成為相對獨立的學科,因此本文將政治學和社會學等學科予以單列,作為法學之外的外部學科。具體而言,本文劃分的外部學科包括哲學、經濟學、教育學、文學、歷史學、理學、工學、農學、醫學、軍事學、社會學、政治學、管理學,共13個。

首先對樣本論文的引證概況進行概覽式的梳理。就總體情況而言,1378篇樣本論文的引證總量為48253個參考文獻,外部學科引證總量為5666個參考文獻;樣本論文的均篇引證量(論文引證總量/論文篇數)為35.02個,均篇外部學科引證量(論文引證外部學科文獻的總量/論文篇數)為4.11個,外部引證率(論文引證外部學科文獻的總量/論文的引證總量)為11.86%。結合已有研究可以初步推斷,樣本論文對于外部學科知識的運用并不太理想,外部引證率甚至低于更為早期的學術論文(16.67%)。排名前十位的外部學科源的具體構成從高到低依次是:政治學(占比2.82%)、歷史學(占比2.72%)、經濟學(占比1.78%)、哲學(占比1.06%)、管理學(占比0.61%)、社會學(占比0.6%)、工學(占比0.15%)、理學(占比0.08%)、教育學(占比0.05%)、文學(占比0.05%)。就變遷軌跡而言,在“樣本概覽”一節中我們分析發現,樣本論文引證文獻的數量一直處于遞增趨勢,然而,樣本論文的均篇外部學科引證量卻大體保持穩定,這意味著,樣本論文的外部引證率將隨著時間的增長而呈遞減趨勢(圖6)。

圖6 樣本論文外部引證率(%)走勢圖

不同年齡階段的學者是否具有相異的外部引證偏好?如果說法學論文的外部引證率能夠在一定程度上反映外部學科知識的交叉運用程度,那么從一般性的角度來看,年輕學者的外部引證率可能相對較高,年長學者的外部引證率可能相對較低。因為年輕學者可能具有更強的學習能力和領悟能力,能夠吸收更為前沿的知識為我所用,年長學者在既有學術土壤上的開墾已見成效,基于研究路徑依賴和學習沉淀成本的限制,接收并運用外部學科知識的可能性相對較小。樣本論文中最年輕的論文作者年僅25歲,最年長作者92歲,具有很大的年齡跨度,結合作者的年齡分布,我們將其劃分為3個群體,分別是青年學者(年齡<40歲)、中年學者(40歲≤年齡≤59歲)以及老年學者(年齡≥60歲)。其中,青年學者發文452篇(占比32.8%),外部引證率為9.11%,中年學者發文822篇(占比59.65%),外部引證率為12.67%,老年學者雖然大多已經退休,發文數量不多(104篇,占比7.55%),外部引證率卻最高(17.41%)。樣本論文的外部引證率與作者的年齡區間呈正比,也就是說,作者的年齡越大,相對應的外部引證率卻越高(圖7)。這與前文的推測相悖。

圖7 不同年齡階段學者的外部引證率(%)

應當如何看待此種似乎反常的現象?首先,樣本論文的抽樣結果已經表明,青年學者的論文被法學頂級期刊刊發的比例較低,原因之一在于學術研究需要長期的探索和積累,和成熟的中老年學者相比,青年學者在時間和精力上的投入顯然不如前者,在現有領域做出一流成果的概率自然不如前者;原因之二可能在于身份的限制,期刊在評估學術論文的質量時,基于信息超載和信息不足的雙重面相,可能通過作者職稱等影響性因素實現對論文的快速和有效篩選。與自然科學相比,人文社會科學領域的職稱晉升相對緩慢,名額也偏少,絕大多數青年學者的職稱都不如中老年學者,可能遭遇身份歧視?？紤]到學術研究風格的慣性發展和路徑依賴,即使青年學者引證大量外部學科知識寫出一篇頗有見地的的學術論文,被頂級期刊刊發的概率可能也不會太高。相反,立足于現有成熟領域的漸進式研究,反而具有一定的刊發可能性。因此,從頂級期刊用稿導向以及刊發概率的角度出發,青年學者對于外部學科知識的運用可能會受到一定程度的抑制。其次,從一般規律來看,學科的劃分雖然具有一定合理性,但隨著學術研究的發展,單一學科的發展往往受到一定束縛,其縱深層次的推進需要其他學科研究成果的促進和支持。中老年學者在特定研究領域長期耕耘,已經熟練掌握并運用該領域的研究技能和方法,繼續深入推進可能會遭遇瓶頸,將視野擴展到其他學科,通過借鑒或引用其他學科的研究技能和方法,反而可能有利于推進深入研究。

(二) 實證研究正在大行其道嗎?

學界測度實證研究在法學學術領域中的現狀或地位時,較為慣常的切入方式是“形式證據”,即根據學術論文的標題、摘要或關鍵詞中是否含有“實證”等字樣來判斷。此種測度方式在中外法學界都有先例。例如,康奈爾大學法學院的Michael R. Heise通過West Law數據庫,對1990—2009年間所有法學期刊發表的標題包含“實證”(empirical)、“定量”(quantitative)或者“統計”(statistical)字樣的文章數量進行統計分析,以此推斷法律實證研究在美國學術界的興起和發展[12]。不難發現,該種測度方式的優勢在于簡單易行,但卻無法避免某些局限:帶有“實證”“定量”乃至“經濟分析”等字樣的論文并不一定是真正的實證研究,我們對樣本論文進行梳理時發現,很多帶有“實證”字樣的研究僅僅是在說理過程中添加幾個司法判例,羅列一些數據,或者引用新聞素材,實證的成分嚴重不足。嚴格言之,此類“實證”研究對于數據的分析和運用不夠深入、不夠全面,數據與文章的論點、論證和結論沒有邏輯上的直接關聯性,實證的信度和效度很低;同理,沒有帶有“實證”等字樣的論文也不意味著就不是實證研究。

較為理想的測度方式是對樣本論文進行逐一的閱讀和分析,判斷其是否屬于實證研究范疇。在開展進一步的識別之前,還需厘清一個更為基礎也更為重要的前提,即何謂實證研究。在法學學術領域,學界對實證研究的理解存在較大差異,其中較具爭議性的焦點在于實證研究與社科法學之間的關系。部分學者將研究個案的社科法學方式視為實證研究,但從一般性的角度來看,二者的側重點有所不同。社科法學是指運用社會科學的知識和方法來研究法律問題,注重從法學以外的社會科學,例如社會學、經濟學、人類學、政治學等學科對法律進行經驗/實證研究,也就是說,社科法學不僅注重研究方法(包括但不限于實證研究),更強調研究進路。從已有的成果來看,社科法學偏好于定性研究,較少運用統計學等實證研究方法采集數據、分析數據、運用數據來展開論證。本文關注的實證研究,本質上是以數據分析為中心的法學研究,系以法律的相關經驗現象為焦點,通過收集、整理、分析和運用數據,側重于應用統計學方法進行的研究。當然,也不能簡單地認為,只要是包含數據的法學研究就是實證研究,從現有成果來看,一部分包含數據的論文只是對現象的簡單羅列和描述,實證分析方法的科學性、規范性和嚴謹性均顯不足[13]。結合實證研究方法在研究中的應用深度,大體可以分為三類:第一類,最純粹的實證研究,從調查到收集數據,再到數據分析處理和結果的報告;第二類,實證研究介入程度略少一些,主要是較為深入系統地運用了數據并對其進行分析;第三類,實證研究介入程度最淺,僅是引用了一些經驗數據[14]。在識別樣本論文是否屬于實證研究范疇時,我們結合數據與論點、論據、論證的關聯性和邏輯性做出判斷,可歸為第一類和第二類的,則屬于法律實證研究論文。

樣本中使用實證研究方法的論文共計50篇(占比3.63%)。從分布時間來看,實證研究成果在2012年后有所增加,但就絕對數量而言,很難說實證研究已經在法學頂級期刊中占有一席之地。精讀甚至泛讀樣本中的實證研究論文后不難發現,“實證”的有效成分偏低,絕大多數實證研究論文對于數據的梳理、分析和運用停留在較為基礎的描述性統計分析層面,雖然有部分論文使用了多元線性回歸分析、因子分析或其他定量分析方法,但呈現出的形式不太規范,而且實證分析中常見的基本術語(如“顯著性水平”“置信區間”等)也難覓蹤影。從學術影響力來看,實證研究論文的平均被引次數為9.3次,低于定性研究(12.53次),實證研究的影響力稍顯不足。

實證研究的科學性和客觀性等優勢自不待言,為何在法學領域的運用卻略顯不足,產生的學術影響力也不如傳統范式?除了學科壁壘以及研究路徑依賴等因素外,或許與法學的學科評價體制有關。大多數高校并不承認獨立作者或第一作者之外的其他署名作者的學術貢獻,加之法學領域也不存在通訊作者的署名慣例,形成了一篇法學論文只能有一位“有效作者”的評價體系。部分期刊甚至明文表示不接受合作署名論文,只接受獨立作者署名投稿。這無疑抑制了法學領域的合作研究空間。樣本中的實證研究論文僅有8篇為合作論文(占比16%),意味著超過80%的實證分析論文系由獨立作者完成,這或許是法律實證研究廣度和深度有所不足的原因。從經濟學、管理學或統計學等慣常使用實證分析的研究成果來看,主流的實證分析成果大多由多位作者合作完成?？傮w而言,法學學術領域的實證研究已有時日,但這種研究方法的運用尚停留在表層,縱深層次的原理借鑒、方法實踐和知識交流還有待進一步提升。

四、 法學學術影響力的變遷軌跡及影響性因素

(一) 法學學術影響力的變遷軌跡

樣本論文來自我國法學學術領域的頂級期刊,擁有超越其他同類刊物的學術影響力,我們繪制出樣本論文學術影響力在25年發展歷程中的變遷軌跡,試圖討論其中存在的某些趨勢。首先,我們將1378篇樣本論文按年度趨勢逐一編號,即1998年《中國法學》第2期第1篇論文編號為1……2022年《法學研究》第5期最后一篇論文編號為1378。編號完成后,將論文編號從小到大依次排序作為橫軸,以樣本論文被CSSCI來源期刊引證的次數作為縱軸,繪制出樣本論文被引次數走勢圖(見圖8)。由圖8可知,除極少部分被引次數超過40次的論文之外,大多數論文的被引次數相對平穩,呈現出穩定的學術影響力。在勾勒出樣本論文被引次數的擬合曲線(Fitted values)后,可見其是一條平滑的、狹長形的、扁平狀的曲線。

圖8 樣本論文被引次數走勢圖

逐一繪制每篇論文的被引次數走勢圖雖然直觀,但可能略顯粗糙。為了進一步廓清法學學術影響力的變遷軌跡,我們采用更能反映論文歷年學術影響力的平均被引次數(該年所有論文的被引總次數/該年所有論文數量),繪制樣本論文歷年平均被引次數走勢圖(圖9)。由圖9可知,1998—2003年期間,論文的歷年平均被引次數雖然大體呈上升態勢,但總體相對較低且不穩定(該期間的論文平均被引次數為10.67次);2004—2019年期間,論文的平均被引次數總體處于較高的水平(該期間的論文平均被引次數為14.56次),且相對穩定;2020—2022年期間由于論文的發表時限較短,被引次數較低,暫未展現出真正的學術影響力。

樣本論文的學術影響力總體處于穩定且較高的水平,這一變遷軌跡自然與學者的身份或所在單位等因素緊密相關,在前文分析中我們已經有過初步探討。同時,我們也發現,簡單的統計分析雖然直觀,但不一定能準確回答各影響性因素是否起作用(例如外部引證率下滑是否意味著學界對外部學科知識具有一定的排斥風向),以及所起的作用到底有多大(例如量化北京的地緣優勢對于法學學術的影響力),也沒有將其他可能重要的影響性因素(例如域外法系資源)納入分析,因而仍存一定局限,有必要展開進一步的定量分析。

圖9 樣本論文歷年平均被引次數走勢圖

(二) 法學學術研究的影響性因素

1.變量及模型

我們將樣本論文的學術影響力與職稱、所在高校類型、所在地區、論文知識結構等影響性因素之間的關系表示為式(1)的多元線性回歸模型:

cited=α+β·influential+ε

(1)

式(1)中,cited是被解釋變量,influential是包含各類影響性因素的解釋變量向量,β是其影響系數向量,α是常數項,ε是誤差項。各變量的具體內容如下:

被解釋變量(cited):論文被CSSCI來源期刊引證的次數,作為法學論文影響力的主要衡量標準。

解釋變量(influential):系各類影響性因素,包括前文已經初步探討過的學者職稱、所在高校類型、所在地區等,以及前文雖未提及但可能產生影響的其他影響性因素,具體如下:

第一類是論文作者的可視化外觀因素。(1)職稱(title)。職稱是衡量作者學術水平的重要直觀依據,作者職稱的高低對論文刊發與否以及影響力大小具有一定的作用力。有學者通過實證研究發現,作者的職稱與其論文的影響力成正比。一般而言,擁有更高職稱的作者經歷了更長的學術生涯和更多的學術歷練,相應的論文成果亦具有更高的質量和價值,因此受到關注的可能性也更大。根據職稱等級依次進行編碼,碩士研究生和博士研究生雖未進入職稱序列,但仍展現出一定的學術能力,依次編碼為1和2,中級職稱編碼為3,副高級職稱編碼為4,正高級職稱編碼為5。(2)所在高校類型(type)。不同層級高校的學術氛圍以及影響力存在顯著差別,無須諱言。結合高校類型,地方高校、211高校和985高校,以及其他部屬高校和中國社科院,按順序依次編碼為1到4,海外高校編碼為5。(3)論文作者所在單位是否地處北京(beijing)。北京是法學學術研究的高地,京內學者可能擁有京外學者不具備的資源集聚優勢。該變量為虛擬變量,若不在北京,編碼為0,反之編碼為1。(4)年齡(age)。從各年齡段作者的平均被引次數來看,作者的年齡與論文的平均被引次數大抵成正比關系。同自然科學相比,社會科學領域誕生少年天才的概率較低,法學作為一門頗具實踐性和應用性的學科,作者的年齡跟學術水平可能存在一定的相關性。(5)作者性別(gender)。在法學學術領域中,男性學者數量更多,是主要的研究力量。該變量為虛擬變量,女性編碼為0,男性為1。

第二類是論文的相關因素,與第一類接續編號。(6)論文所屬法學二級學科。從從樣本論文的分布情況來看,民商法、刑法等是法學研究領域的主陣地,發文數量和被引次數高于法律史等二級學科,為了控制二級學科關注度的不同而可能導致的被引差異,一并將各個二級學科納入變量。(7)論文長度(page)。有學者通過實證分析發現,論文的長短與引用率高低呈正相關關系[15]。前文在“樣本概覽”一節中亦已發現,樣本論文的長度一直處于遞增態勢。(8)是否引證樣本期刊的論文(published)。引證樣本期刊的論文可以直接增加該期刊論文的被引次數,提升論文的學術影響力;另外,由于樣本期刊屬于法學領域的頂級期刊,引用此類期刊上的論文可以提升自身論文論證過程的說服力,而以此類期刊上的論文為基礎做進一步的拓展研究,顯然可以“站在巨人的肩膀上”,有利于做出更高質量的學術成果。該變量為虛擬變量,若沒有引證樣本期刊上的論文,編碼為0,反之為1。(9)是否引證英美法系文獻(common law)。(10)是否引證大陸法系文獻(civil law)。(11)是否引證其他法系文獻(other law)。變量9至變量11用以衡量域外法系文獻資源對于論文影響力的貢獻,均為虛擬變量。在域外法系資源中,英美法系和大陸法系是我國法學學術領域主要的引證資源[16]。近年來,對其他法系資源的學習和借鑒也有出現,一并納入考量。若沒有引證相應的法系文獻,編碼為0,反之為1。(12)是否引證外部學科文獻(external)。用以衡量外部學科知識對于法學學術論文的影響力。該變量為虛擬變量,如果論文沒有引證外部學科文獻,編碼為0,反之則為1。(13)基金資助水平(fund)。是否獲得相應的基金資助,無疑是衡量作者學術能力的標尺之一,尤其是省部級和國家級基金的支持,往往表明作者在某一特定領域的學術能力已經得到一定程度的認可。無資助基金編碼為0,根據資助資金的級別,從校級、廳局級、省部級直至國家級,分別編碼為1、2、3、4。(14)參考文獻數量(reference)。參考文獻數量的多少,可能在一定程度上反映作者的視野或者論證水平。(15)研究方法(quantitative)。主要針對定性研究和實證研究,該變量為虛擬變量,編碼方式為:定性研究編碼為0,實證研究為1。(16)是否已經在核心期刊上發表論文(core journal)。如果作者此前已經在核心期刊上發表學術論文,表明作者已經具備一定的學術能力。該變量為虛擬變量,沒有在核心期刊上發表論文編碼為0,反之為1。(17)外部引證率(externalrate)。用以衡量論文對外部學科知識的借鑒和引用程度。

各變量的描述性統計見表2。

表2 變量的描述性統計

表3匯報了回歸分析的基本結果,共包含6個回歸模型。模型1見表3第(1)列,包含title和type兩個解釋變量,兩個解釋變量的系數均為正且在1%的水平上顯著,表明論文的學術影響力與作者的職稱和所在高校類型成正相關關系,但模型1的擬合優度R2偏低(3.2%),說明有其他重要解釋變量被遺漏,導致模型的整體解釋能力不理想。模型2見表3第(2)列,添加了beijing和externalrate兩個解釋變量,擬合優度R2有所提升(4.5%)。模型3、4、5中依次添加了quantitative、age等其他解釋變量,相應的擬合優度R2得到再次提升。為了進一步提高模型的解釋力,我們在模型6中控制了因法學二級學科的不同而可能導致的學術影響力差異,并以模型6作為基準回歸模型。

模型6所示的基準回歸結果顯示,變量title的系數為正且通過10%的顯著性水平檢驗,表明在控制其他變量不變的條件下,論文的學術影響力與論文作者的職稱成正比,具體而言,論文作者的職稱每增加一個單位(例如由講師提升為副教授,或由副教授提升為教授),論文被CSSCI來源期刊引證的次數將提升1.244次。變量type的系數同樣為正,且通過1%的顯著性水平檢驗,表明論文的學術影響力與論文作者所在高校成正相關關系。從變量title和type的回歸結果來看,論文作者的職稱越高,所在高校越好,論文的學術影響力越大。因為作者的職稱高低與所在高校的水平能夠在一定程度上反映出作者的學術水平,學術水平越高,論文被引證的次數通常也越高。變量beijing是虛擬變量,相應的系數為正且在1%的水平上顯著,表明在同等條件下,與地處京外的學者相比,地處京內的學者刊發的論文有更大的學術影響力(京內學者比京外學者的論文被引次數平均高3.086次),考慮到樣本論文的平均被引次數為12.42次,這意味著北京的資源集聚優勢幾乎為京內學者提供了近四分之一的學術績效,北京對一流人才的吸引力幾乎是不言自明的。變量externalrate的系數為負,但絕對值偏小(0.00896),且沒有通過顯著性水平檢驗,表明論文的外部引證率與論文的學術影響力不存在統計上的線性相關關系。如果說論文的外部引證率能夠在一定程度上反映出論文對于外部學科知識的交叉運用程度,這意味著論文的學術影響力并不取決于法學與其他學科的交叉水平。當然,這不意味著樣本論文不需要外部學科知識的營養滋養,因為變量external的系數為正且通過10%的顯著性水平檢驗,表明與沒有引證外部學科文獻的論文相比,引證了外部學科文獻的論文的平均被引次數要高1.586次。綜合變量externalrate和external的結果可知,論文的學術影響力需要外部學科知識的供給,但具體的供給和應用程度還不太理想。變量quantitative同樣為虛擬變量,系數為負且通過10%的顯著性水平檢驗,意味與實證研究相比,定性研究在法學學術領域具有更大的學術影響力(被引次數平均高3.676次)。根據該結論,在投稿論文其他因素大致相當的前提下,期刊如果要提升自身的學術影響力,那么在篩選定性研究或者實證研究論文時,可采用的有效措施即選擇前者。實證研究方法并非法學領域的固有研究方法,這在一定程度上說明,定量研究尚未步入法學研究的主流陣地,可能受到某種程度的排擠。

變量page、published、commonlaw和otherlaw的系數均為正且通過相應水平的顯著性檢驗,表明論文的學術影響力與論文的長度、是否引證樣本期刊的論文、是否引證英美法系文獻,以及是否引證其他法系文獻具有正相關關系。論文的長度能夠展現作者的論證邏輯和研究風格。在“樣本概覽”一節中我們已經知道,樣本論文的長度一直在增加,這與法學學術研究的趨勢緊密相關,在學術研究日益復雜化和精細化的當下,短小的論文恐怕很難說清、說透某一個哪怕是非常具體或微小的學術問題。引證樣本期刊上的論文表明作者對于既有相關成果有所了解,其研究已經“站在巨人的肩膀上”,有助于提升論文的說服力。法學是一個獨立的學科,但并非自給自足的學科,法學研究需要廣闊的學術視野。英美法系文獻反映了發達國家的法治研究成果,一直是我國法學界的域外關注焦點,并對我國法學界提供了大量的信息資源;近年來,學界對于其他法系文獻的關注度亦逐漸提高,域外法系文獻資源顯著擴展了法學研究的視野,提高了法學研究的水準。此外,變量age、civillaw、fund和corejournal均沒有通過顯著性水平檢驗,表明其與論文的學術影響力均不存在統計上的線性相關關系。

表3 基本回歸結果

2. 穩健性檢驗

我們采用四種方式對上述基準回歸結果的可靠性進行穩健性檢驗:(1) 論文的被引次數與發表時間成正比,存在一個被引半衰期。近年來發表的論文因見刊時間短,導致被引次數偏低,可能對回歸結果的穩定性產生影響。不同學者測度的半衰期存在一定差別,白云、任全娥、李頻和朱世琴等學者測度的法學論文半衰期較為接近,分別為3.62年[17]、3.5年[18]、3.5年[19]和3.85年[20],張培則認為選擇5年作為被引量計算的時間窗較為合適[21],還有學者分析外文社會科學文獻老化的時限后發現,法學論文的半衰期約為8年[22]。大體而言,學界提出的法學論文被引半衰期介于3至8年。樣本論文的時間區間為1998年至2022年,我們將近3年、近5年和近7年的論文數據予以刪除后做回歸分析,檢驗結果見表4第(1)列至第(3)列。(2) 樣本論文的被引次數包括自引和他引,其中自引次數共1375次(作者自引次數為767次,期刊自引次數為608次),占總被引次數的8.04%,按照學界通說,除去自引之外的他引能夠更為客觀的反映論文的學術影響力,因此我們將論文的自引次數予以扣除后再次進行檢驗,結果詳見表4第(4)列。(3)樣本期刊中包含97篇零被引論文(占比7.04%),可視為異常值,第(5)列是去除零被引論文后的檢驗結果。(4)本文研究的論文對象系學術論文,樣本期刊中早期的部分論文篇幅很短(低于3頁),學術性較弱,短文去除后的回歸結果詳見第(6)列。

表4 穩健性檢驗

表4所示的所有穩健性檢驗結果都支持基準回歸結果的結論,證實了基準回歸的穩健性。

六、 結語

我國主流的法學研究已經在學者群和知識結構等方面形成高度穩定的結構性特征,這一結構性特征亦提供了穩定且較高的法學學術影響力。然而,隨著法學學術研究的持續縱深推進,法學學術論文的知識結構卻有待進一步優化。目前,外部學科知識雖然已經進入法學研究的視野,并提供了豐富的營養滋養,但法學研究對于外部學科知識的借鑒和吸收卻并不深入,也不夠穩定,外部學科知識甚至受到一定程度的排擠。

從學術研究的一般規律來看,學科交叉的程度越高,學術文獻的影響力越大[23]。前文的實證分析已經指出,樣本論文的外部引證率與學術影響力不存在統計上的線性相關關系,表明論文的學術影響力并不取決于法學與其他學科的交叉水平。那么,樣本論文為何會呈現出與理論分析似乎相悖的邏輯?從知識供給的角度來看,我國法學學術研究有著自身穩定的學科結構和特征,法學論文占據的知識領地具有高度的穩定性和一致性(樣本論文的外部引證率僅為11.86%)。從知識需求的角度來看,樣本論文被CSSCI來源期刊引證的次數合計17108次,其中被法學學科之外CSSCI來源期刊引證的次數僅為338次(占比1.98%),法學論文的學術影響力高度集中在法學學科領域。綜合知識供給和需求的當下狀態可知,鑒于法學論文的供給對象主要是法學學術共同體,隨著學科交叉的進一步深化,如果顯著超出主流需求者和研究者的知識和資源范圍(即法學學術共同體的知識和資源范圍),則意味著相關的參與者將減少,論文的影響力將因此而受到一定的抑制。不過,學科交叉的瓶頸一旦獲得突破,新的學科生長點和科學前沿便會產生[24]。就這個期待而言,我國法學學術領域的轉型和精進或許還任重而道遠。