陳 宸 田素華

(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200433)

一、引言

近年來，經(jīng)濟(jì)學(xué)論文的審稿周期顯著變長，以Elsevier 旗下的經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊為例，1990年至2019 年，論文的平均審稿周期從0.32 年增長至0.94 年。①本文作者根據(jù)Elsevier 旗下經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI 期刊的相應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算，審稿周期等于論文接受時間減去論文投稿時間。在審稿周期變長和評審流程煩瑣的背景下，經(jīng)濟(jì)學(xué)論文的篇幅不斷攀升(Ellison，2002b；Welch，2014；Hadavand 等，2021)；在五大英文經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊②五大英文經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊包括: American Economic Review， Econometrica， Journal of Political Economy，Quarterly Journal of Economics， Review of Economic Studies。上，21 世紀(jì)10 年代發(fā)表論文的平均長度是20世紀(jì)70 年代的三倍以上(Card 和DellaVigna，2013)。一般而言，經(jīng)濟(jì)學(xué)論文篇幅越長，作者關(guān)于結(jié)論的穩(wěn)健性和拓展性研究越多，這能在一定程度上反映論文的質(zhì)量，但不能代表論文想法的重要性以及對學(xué)術(shù)研究的貢獻(xiàn)程度。曾任世界計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會主席的阿里爾·魯賓斯坦(Ariel Rubinstein) 也指出:“我們很難見到長度超過15 頁且想法的重要性與其篇幅相稱的經(jīng)濟(jì)學(xué)論文?！雹邸?0 Q＆A:Experienced Advice for ‘Lost’ Graduate Students in Economics”，https://arielrubinstein.tau.ac.il/papers/10QA.pdf.由此可見，除提升篇幅外，審稿周期變長能否提高經(jīng)濟(jì)學(xué)論文的質(zhì)量，是一個有待深入研究的重要問題。

要探討審稿周期與論文質(zhì)量之間的關(guān)系，首先需要對論文質(zhì)量進(jìn)行嚴(yán)格定義。本文參考Ellison (2002a) 的做法，將論文質(zhì)量區(qū)分為形式質(zhì)量(r) 和實(shí)質(zhì)質(zhì)量(q) 兩個維度:形式質(zhì)量指論文的細(xì)致性以及對穩(wěn)健性、擴(kuò)展性和相關(guān)文獻(xiàn)的討論，反映論文標(biāo)準(zhǔn)化程度；實(shí)質(zhì)質(zhì)量指論文想法的重要性以及對學(xué)術(shù)的貢獻(xiàn)程度，反映論文的核心價值和重要性。從理論上來看，審稿周期變長對論文的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量有著不同的影響效果。一方面，隨著審稿周期變長，審稿人會相應(yīng)提出更多細(xì)致的修改意見，這會促使作者花費(fèi)更多時間去修改和完善論文的不足之處，從而提高論文的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量。另一方面，一篇論文的審稿周期越長，與之相似的競爭性論文越有可能搶先發(fā)表并搶占其在相應(yīng)研究領(lǐng)域做出重要貢獻(xiàn)的“軌道”，例如在關(guān)于新古典增長模型的研究中，羅伯特·索洛(Robert Solow) 和特雷弗·斯旺(Trevor Swan) 都于1956 年獨(dú)自發(fā)表了相應(yīng)的論文，但前者比后者早發(fā)表10 個月，導(dǎo)致后來研究者幾乎只稱“索洛模型”，而不是“斯旺模型”(Dimand 和Spencer，2009)；同時，審稿周期變長也會阻礙論文中前沿知識的擴(kuò)散(Lusher 等，2021)，不利于相關(guān)領(lǐng)域的發(fā)展，反過來削弱了該論文想法的重要程度，從而降低論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。在過去的二十年中，理論文章數(shù)量顯著減少(Hamermesh，2013)，與此同時理論文章被引用量出現(xiàn)了顯著的降低(Card 和DellaVigna，2013)，說明一個領(lǐng)域的萎縮會導(dǎo)致該領(lǐng)域論文的被引用量下降?；诖耍疚念A(yù)期審稿周期變長對論文的形式質(zhì)量有正面的促進(jìn)效果；而審稿周期變長對論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量有正反兩個方面的效果，其凈效應(yīng)取決于正面效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng)誰占主導(dǎo)。

本文實(shí)證檢驗(yàn)了上述關(guān)于審稿周期和論文質(zhì)量關(guān)系的理論猜想。具體地，本文使用1997—2019 年發(fā)表于Elsevier 旗下經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI 期刊的論文數(shù)據(jù)，以論文的篇幅代表形式質(zhì)量，并以論文的被引用量代表實(shí)質(zhì)質(zhì)量，研究了審稿周期對論文形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量的作用效果。OLS 回歸和工具變量回歸的結(jié)果均表明:審稿周期變長顯著提升了論文的篇幅，但會顯著降低論文的被引用量。這些結(jié)果支持了本文的理論猜想，即審稿周期變長有助于提升論文的形式質(zhì)量，但對論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的負(fù)面效應(yīng)大于正面效應(yīng)。將審稿周期分成多個時間區(qū)間的結(jié)果顯示，最佳審稿周期約為半年至一年，此時能夠在不顯著降低論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的情況下最大限度地提升形式質(zhì)量。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析結(jié)果表明，當(dāng)學(xué)界更加關(guān)注形式質(zhì)量后，相比之前，審稿周期變長對論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)相對更大；相比低質(zhì)量期刊，審稿周期變長對高質(zhì)量期刊論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)以及對實(shí)質(zhì)質(zhì)量的降低效應(yīng)都相對更小。

本文的邊際貢獻(xiàn)包括以下兩點(diǎn):第一，在當(dāng)前大數(shù)據(jù)和相關(guān)計(jì)量方法快速發(fā)展的背景下，本文使用論文層面的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，首次從實(shí)證層面回答了審稿周期變長是否會提高論文質(zhì)量這一重要問題，發(fā)現(xiàn)審稿周期變長盡管會使論文看上去越來越細(xì)致和標(biāo)準(zhǔn)，但實(shí)際上降低了論文想法的重要性以及對學(xué)術(shù)的貢獻(xiàn)程度。第二，本文將論文質(zhì)量區(qū)分為形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量兩個維度，從而細(xì)化審稿周期對論文質(zhì)量的作用效果，為理解編輯和審稿人在知識生產(chǎn)過程中所起的“中間人”作用以及為期刊審稿效率改進(jìn)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的后續(xù)部分安排如下:第二部分在總結(jié)既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，提出本文的研究假說；第三部分對數(shù)據(jù)和實(shí)證模型進(jìn)行介紹，并做描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分進(jìn)行實(shí)證分析，報(bào)告主要的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果；最后一部分為結(jié)論和政策建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)和研究假說的提出

在學(xué)術(shù)論文質(zhì)量的衡量方面，學(xué)界一般使用論文所屬期刊或被引用量這兩個指標(biāo)(Liebowitz 和Palmer，1984；Gibson 等，2017；Powdthavee 等，2018)。盡管發(fā)表在頂級期刊上的論文平均質(zhì)量相對較高，但在同一本頂級期刊上不同論文的質(zhì)量還是會參差不齊，因此使用所屬期刊來衡量每篇論文的質(zhì)量過于粗糙(Hamermesh，2018)。使用被引用量衡量論文質(zhì)量相對客觀，在某一期刊上能否發(fā)表取決于期刊編輯與審稿人這一少數(shù)群體，而是否被引用則由整個學(xué)界決定(Taylor，2011；Liebowitz，2013；Card 和Della Vigna，2020)。學(xué)界使用被引用量衡量論文質(zhì)量時，著重于論文思想的重要性及其學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)這類實(shí)質(zhì)質(zhì)量，往往忽略了論文的細(xì)致性與穩(wěn)健性等形式質(zhì)量。本文參考Ellison(2002a) 的做法，將論文質(zhì)量劃分成形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量兩個維度進(jìn)行分析。

關(guān)于影響論文質(zhì)量的因素的分析，既有文獻(xiàn)從作者層面、論文層面和期刊層面展開了一系列研究。在作者層面上，合作者數(shù)量對論文的被引用量具有顯著的正向作用(Beaver，2004)，但合作者技能差異與論文的被引用量之間存在倒U 形關(guān)系(寇宗來等，2019)。另外，被引用量受作者社交網(wǎng)絡(luò)的影響(White，2001；Head 等，2019)。在論文層面上，論文在當(dāng)期期刊上的排序位置以及標(biāo)題長度對其被引用量都具有顯著的影響(Laband 和Piette，1994；Feenberg 等，2017；石慶玲和郭峰，2017)。在期刊層面上，期刊聲望、可獲得性和國際化程度會顯著提升論文的被引用量(Moed 等，1985；Vinkler，1987；Yue 和Wilson，2004)，且期刊采用匿名審稿制度也會顯著提高論文的被引用量(劉瑞明和趙仁杰，2016)，但是偏愛“關(guān)系稿”的期刊會顯著降低其論文的被引用量(郭峰和李欣，2017)。

除了以上因素，學(xué)術(shù)論文的審稿周期也會影響論文的質(zhì)量。近年來各個學(xué)科的論文審稿周期普遍變長，具體表現(xiàn)為投稿到第一次回復(fù)意見的間隔延長、修改輪次增多以及每次修改過程更久這三個方面(Huisman 和Smits，2017)。已有文獻(xiàn)大多聚焦于審稿周期變長對作者個人的影響(Lehmann 等，2011；Conley 等，2013)，只有Ellison (2002a)從理論上探討了審稿周期與論文質(zhì)量之間的關(guān)系。本文使用論文層面的微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了審稿周期變長對論文質(zhì)量的影響，填補(bǔ)了相關(guān)研究的空白。

論文質(zhì)量既包括細(xì)致性和標(biāo)準(zhǔn)化程度，也包括核心價值和重要性程度。本文參考Ellison (2002a) 的做法，將論文質(zhì)量的以上兩個方面分別定義為形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量。形式質(zhì)量表示論文的細(xì)致性以及對研究結(jié)果的穩(wěn)健性、擴(kuò)展性討論和相關(guān)文獻(xiàn)討論，實(shí)質(zhì)質(zhì)量表示論文思想的重要性以及對學(xué)術(shù)的貢獻(xiàn)。一般而言，審稿周期越長，編輯和審稿人評閱論文的時間也越長，通過更加仔細(xì)地審閱論文，他們能夠?qū)φ撐奶岢黾?xì)致的有針對性的修改意見。與此同時，論文作者在獲得修改意見后，也有更多時間或更多輪次的機(jī)會去修改論文，從而提高論文的細(xì)致性，強(qiáng)化論文結(jié)論的穩(wěn)健性，拓展論文的適用性(Frey，2003)。由此，本文提出假說1。

假說1:相較于短審稿周期的論文，長審稿周期論文的形式質(zhì)量相對更高。

根據(jù)上文的分析，審稿周期變長不僅能提高論文的形式質(zhì)量，還能幫助作者完善論文對學(xué)術(shù)的貢獻(xiàn)，從而提高實(shí)質(zhì)質(zhì)量。然而，審稿周期變長對論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量還存在以下兩個方面的負(fù)面影響:其一是競爭效應(yīng)，當(dāng)一篇論文存在相似的競爭性論文時，率先發(fā)表的論文往往會受到學(xué)界更多的關(guān)注和認(rèn)可；論文的審稿周期越長，競爭性論文出現(xiàn)并發(fā)表的概率越大，從而會削弱該論文在學(xué)術(shù)上的貢獻(xiàn)，并降低其重要性程度。其二是反饋效應(yīng)，過長的審稿周期會阻礙該論文中前沿知識的擴(kuò)散(Lusher 等，2021)，不利于該領(lǐng)域的發(fā)展，而該領(lǐng)域后續(xù)新發(fā)表論文的減少又會反作用于該論文，從而降低其重要性程度以及對學(xué)術(shù)的貢獻(xiàn)。值得指出的是，競爭效應(yīng)和反饋效應(yīng)是互補(bǔ)的。在成熟的學(xué)科領(lǐng)域，例如勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，每年論文發(fā)表的數(shù)量較多，競爭性論文出現(xiàn)的可能性較高，此時競爭效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)影響；而在新興的學(xué)科領(lǐng)域，例如將大數(shù)據(jù)方法應(yīng)用在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，過長的審稿周期會顯著阻礙該領(lǐng)域內(nèi)的學(xué)術(shù)研究發(fā)展，此時反饋效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)影響。綜合以上分析可知，從理論上來看，審稿周期變長對論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量存在正負(fù)兩個方面的作用效果，其凈效應(yīng)取決于正面效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng)孰大孰小。但在現(xiàn)實(shí)中，編輯和審稿人針對論文提出的修改意見往往聚焦于形式質(zhì)量方面(Frey，2003；Rust，2018)，諸如需要補(bǔ)充更多的穩(wěn)健性檢驗(yàn)、與既有文獻(xiàn)進(jìn)行更多對話等，導(dǎo)致作者根據(jù)審稿意見進(jìn)行修改時也會相應(yīng)地更關(guān)注論文的形式質(zhì)量，將大部分時間用于改進(jìn)論文的形式質(zhì)量而非實(shí)質(zhì)質(zhì)量，因此審稿周期變長對論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的正面效果往往相對較小。據(jù)此，本文提出假說2。

假說2:相較于短審稿周期的論文，長審稿周期論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量相對更低。

以下，本文將借助微觀論文數(shù)據(jù)來實(shí)證檢驗(yàn)這些假說。

三、數(shù)據(jù)、模型與描述性統(tǒng)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文所使用的論文數(shù)據(jù)來源于Elsevier。Elsevier 與Springer、Wiley-Blackwell、Taylor＆ Francis、SAGE 這五大國際權(quán)威學(xué)術(shù)期刊出版商，控制了全球50%的科學(xué)出版。在2013 年，Elsevier 在全球?qū)W術(shù)出版市場的份額達(dá)到16%，因此其論文數(shù)據(jù)具有一定的權(quán)威性。①關(guān)于Elsevier 的維基百科，參見en.wikipedia.org/wiki/Elsevier。本文使用的研究樣本限定為Elsevier 旗下經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI 期刊的論文數(shù)據(jù)，根據(jù)Web of Science 發(fā)布的2019 年經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI 期刊目錄，Elsevier 旗下期刊入選79 本，占比達(dá)到22%，其中不乏Journal of Economic Theory、Journal of Financial Economics和Journal of Public Economics等領(lǐng)域頂刊，故其經(jīng)濟(jì)學(xué)論文數(shù)據(jù)具有一定的代表性。②SSCI 期刊目錄參見ssci.isi-database.org。更為重要的是，在公開可得的論文數(shù)據(jù)中，只有Elsevier 旗下期刊提供論文的投稿時間和接受時間，這是本文計(jì)算審稿周期的關(guān)鍵數(shù)據(jù)。基于以上考慮，本文使用Elsevier 旗下經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI期刊的論文數(shù)據(jù)作為研究樣本。

在獲得相應(yīng)的論文數(shù)據(jù)后，本文通過以下幾個步驟得到最終的研究樣本:首先，剔除編輯介紹與領(lǐng)導(dǎo)發(fā)言等非論文樣本；其次，剔除審稿周期缺失的論文數(shù)量超過其論文總數(shù)一半的期刊；再次，剔除被解釋變量、解釋變量或控制變量缺失的論文樣本。最終本文得到1997—2019 年37 本期刊的24 229 篇論文。③因篇幅所限，本文省略了回歸樣本所包含的期刊，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

(二) 實(shí)證模型與變量說明

為了檢驗(yàn)本文所提出的研究假說，我們構(gòu)造如下實(shí)證模型:

其中i、j、t分別代表論文、期刊和發(fā)表年份三個維度。在檢驗(yàn)假說1 時，Yijt是論文篇幅，代表論文的形式質(zhì)量；在檢驗(yàn)假說2 時，Yijt是論文的被引用量，代表論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。RTijt是論文的審稿周期。Zijt是一組包括論文層面和作者層面的控制變量，以及期刊固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和JEL 分類號固定效應(yīng)。εijt是隨機(jī)擾動項(xiàng)。由于本文使用的數(shù)據(jù)是每一篇論文，屬于混合截面數(shù)據(jù)，因此在基準(zhǔn)回歸中使用Pooled OLS 方法回歸。在實(shí)證模型(1) 中，我們主要關(guān)心系數(shù)β1:在檢驗(yàn)假說1 時，若其顯著大于0，則說明審稿周期變長會顯著提高論文的形式質(zhì)量；在檢驗(yàn)假說2 時，若其顯著小于0，則說明審稿周期變長會顯著降低論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。

表1 報(bào)告了各變量定義和具體的計(jì)算方法。本文被解釋變量有兩組。第一組為論文的形式質(zhì)量，在基準(zhǔn)回歸中，我們使用論文篇幅來衡量，它等于論文的頁數(shù)加1 取對數(shù)；在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們使用參考文獻(xiàn)數(shù)量和圖表數(shù)量這兩個指標(biāo)。第二組為論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量，我們在基準(zhǔn)回歸中使用被引用量來衡量，它等于截至2020 年8 月1 日的論文被引用量加1 取對數(shù)；我們在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用被提及量和社交報(bào)道量這兩個指標(biāo)。核心解釋變量為論文的審稿周期，它等于論文的接受時間減去投稿時間(單位標(biāo)準(zhǔn)化為年)。為了控制影響論文的形式質(zhì)量與實(shí)質(zhì)質(zhì)量的其他因素，本文加入了論文層面和作者層面的一系列控制變量，這些變量的定義參見表1。與此同時，本文加入了期刊固定效應(yīng)，用來控制那些不隨時間變化但會影響論文質(zhì)量的因素，例如期刊等級與期刊偏好等；還加入了年份固定效應(yīng)，用來控制所有論文每年面臨的共同沖擊，例如每年的論文發(fā)表總數(shù)等；并且加入了JEL 分類號固定效應(yīng)，用來控制不同學(xué)科領(lǐng)域?qū)φ撐馁|(zhì)量的影響。為了進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，本文還構(gòu)建了兩個代表期刊主編對審稿快慢偏好的工具變量，它們的定義參見表1。

表1 變量定義和計(jì)算方法

(續(xù)表)

(三) 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 展示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2 可以看出，樣本期內(nèi)篇幅的均值為3.030，被引用量的均值為2.760。審稿周期的最小值為1 天，最大值為9.418 年，均值為1.084 年。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

為了分析審稿周期和論文質(zhì)量的關(guān)系，我們使用散點(diǎn)圖展示了它們之間的相關(guān)關(guān)系。如圖1 左圖所示，審稿周期和論文篇幅正相關(guān)，這在一定程度上支持了假說1；如圖1 右圖所示，審稿周期和論文被引用量負(fù)相關(guān)，這在一定程度上支持了假說2。接下來，本文將以回歸分析來更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)仳?yàn)證這兩個假說。

圖1 審稿周期和論文質(zhì)量的相關(guān)性

四、實(shí)證分析

本部分給出所有的計(jì)量分析結(jié)果:首先，以O(shè)LS 方法檢驗(yàn)假說1 和假說2；其次，使用工具變量方法來解決內(nèi)生性問題；再次，通過替換被解釋變量、替換解釋變量、加入高維固定效應(yīng)和剔除極端值樣本的方法依次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后，從研究范式轉(zhuǎn)變和期刊質(zhì)量兩個維度出發(fā)，進(jìn)行異質(zhì)性分析。

(一) 基準(zhǔn)回歸

表3 給出了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。第(1) — (3) 列的被解釋變量都是以論文篇幅衡量的形式質(zhì)量，第(4) — (6) 列的被解釋變量都是以論文被引用量衡量的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。在第(1) 列和第(4) 列中，除了核心解釋變量審稿周期，我們只控制了期刊固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和JEL 分類號固定效應(yīng)；在第(2) 列和第(5) 列中，我們進(jìn)一步加入了論文層面的控制變量；在第(3) 列和第(6) 列中，我們還加入了作者層面的控制變量。第(3)列中審稿周期的系數(shù)為0.030，且在1%水平上顯著，意味著審稿周期每延長一年，論文頁數(shù)變長3%，說明審稿周期變長會顯著提高論文的形式質(zhì)量，假說1 得到驗(yàn)證。第(6) 列中審稿周期的系數(shù)為－0.107，且在1%水平上顯著，意味著審稿周期每延長一年，論文被引用量降低10.7%，說明審稿周期變長會顯著降低論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量，假說2 得到驗(yàn)證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面:(1) 當(dāng)論文為該期期刊的首篇時，其篇幅和被引用量都顯著增加，說明首篇論文的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量都高于非首篇論文，這與現(xiàn)實(shí)中編輯往往把高質(zhì)量的論文放在首篇以吸引讀者的現(xiàn)象相一致；(2) 相比不受基金資助的論文，受資助論文的形式質(zhì)量更高，而實(shí)質(zhì)質(zhì)量并無顯著差異；(3) 論文的關(guān)鍵詞數(shù)量或JEL 分類號數(shù)量越多，其篇幅越長，且被引用量越高，說明跨領(lǐng)域跨專業(yè)的論文更受到重視；(4) 論文的作者數(shù)量越多，其篇幅和被引用量相對越大，反映了多位合作者能夠進(jìn)行更專業(yè)化的分工，從而提升發(fā)表論文的質(zhì)量；(5) 論文作者的能力越強(qiáng)，其實(shí)質(zhì)質(zhì)量越高，而形式質(zhì)量并沒有顯著變化，可以認(rèn)為這個變量是作者經(jīng)驗(yàn)的代理變量，說明有經(jīng)驗(yàn)的作者會將有限的時間更多地用于提升論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量，而非論文的形式質(zhì)量。

(二) 內(nèi)生性檢驗(yàn)

盡管我們在基準(zhǔn)回歸中控制了一系列變量，但其仍然可能存在內(nèi)生性問題。具體而言，對于形式質(zhì)量，可能存在反向因果問題，即形式質(zhì)量較低的論文一般需要更長時間的修改才能達(dá)到發(fā)表要求，因此它會經(jīng)歷更長的審稿周期，反向因果問題會導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸低估審稿周期對形式質(zhì)量的作用效果。對于實(shí)質(zhì)質(zhì)量，同樣可能存在反向因果問題，實(shí)質(zhì)質(zhì)量較低的論文經(jīng)歷更長時間的修改，會導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸低估審稿周期對實(shí)質(zhì)質(zhì)量的影響。此外，對于實(shí)質(zhì)質(zhì)量，還可能存在遺漏變量問題，如果論文的思想創(chuàng)新性特別強(qiáng)，那么編輯和審稿人需要更長的時間去理解和審閱該論文，審稿周期延長，遺漏變量問題會導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸高估審稿周期對實(shí)質(zhì)質(zhì)量的影響。這兩類內(nèi)生性問題都可能存在，導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸中審稿周期對實(shí)質(zhì)質(zhì)量的影響方向不夠明確。

為解決以上兩類潛在的內(nèi)生性問題，本文使用主編對于審稿快慢的偏好作為工具變量。具體地，我們計(jì)算主編e第一次擔(dān)任期刊主編時，該年該期刊的平均審稿周期減去當(dāng)年全部期刊的平均審稿周期，得到一個審稿相對快慢指標(biāo)Dise，這個指標(biāo)不隨時間變化；Dise越小，說明該主編越偏好短審稿周期。我們基于“新官上任三把火”的信念，認(rèn)為主編若要對雜志進(jìn)行改革，往往都會在上任第一年調(diào)整審稿周期等；而之后主編出于維護(hù)雜志和自身聲譽(yù)的考慮，都會穩(wěn)定審稿制度和審稿周期。因此，Dise可以代表主編e對于審稿快慢偏好的不隨時間變化的特征。當(dāng)主編e在樣本期某段時間內(nèi)擔(dān)任某期刊的主編時，就使用Dise作為這段時間該期刊所有論文審稿周期的工具變量；當(dāng)某期刊在某段時間內(nèi)有多個主編時，就使用多個主編的Dise的平均值作為工具變量。

我們還將樣本期內(nèi)各主編對于審稿快慢的偏好(從快到慢) 進(jìn)行排名，從而判斷哪些主編相對更偏好短審稿周期，即Dise越小，排名取值Ranke越小。進(jìn)一步本文以Ranke作為主編e擔(dān)任某雜志主編期間內(nèi)該雜志所有論文審稿周期的工具變量，類似地，當(dāng)某期刊在某段時間內(nèi)有多個主編時，就使用多個主編的Ranke的平均值作為工具變量。

由于不同期刊在同一時間的主編不同，并且同一期刊在不同時間會更換不同的主編，因此以上兩個工具變量在雜志和時間兩個維度都會有所變化。另外，以上兩個工具變量都能滿足相關(guān)性和排他性兩個特征，原因如下:第一，主編對于審稿快慢的固有偏好會直接影響雜志對于論文的審稿快慢；第二，我們認(rèn)為，主編對于審稿快慢的固有偏好只會通過影響雜志的審稿周期來影響論文質(zhì)量，不會通過其他途徑直接影響論文質(zhì)量。

工具變量回歸結(jié)果如表4 所示。①工具變量的第一階段回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。同基準(zhǔn)回歸的表3 相似，第(1) 列和第(2) 列的被解釋變量為形式質(zhì)量，第(3) 列和第(4) 列的被解釋變量為實(shí)質(zhì)質(zhì)量。第(1) 列和第(3) 列使用Dise作為工具變量，第(2) 列和第(4) 列使用Ranke作為工具變量。在第(1) 列和第(2) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，工具變量回歸系數(shù)均大于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)，說明對于形式質(zhì)量，基準(zhǔn)回歸中確實(shí)存在反向因果問題。在第(3) 列和第(4) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，工具變量回歸系數(shù)的絕對值均大于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)的絕對值，說明對于實(shí)質(zhì)質(zhì)量，基準(zhǔn)回歸中遺漏變量問題造成的偏誤比反向因果問題更嚴(yán)重。但以上結(jié)果都表明，在控制了內(nèi)生性問題后，假說1 和假說2 仍然成立。②對于工具變量的一個挑戰(zhàn)是可能存在策略性投稿，具體而言，作者可能根據(jù)期刊的平均審稿周期選擇期刊投稿，即高質(zhì)量論文優(yōu)先投稿短審稿周期的期刊。如果作者采用這種策略性投稿， Dise 和Ranke 將不滿足排他性條件，可能使工具變量回歸結(jié)果不一致。但是如回歸樣本顯示，現(xiàn)實(shí)中高質(zhì)量期刊的平均審稿周期更長(回歸樣本中，A 類期刊的平均審稿周期是1.31 年，B 類是1.11 年，而C 類是0.95 年)，這與高質(zhì)量論文優(yōu)先投稿短審稿周期的期刊的假設(shè)不符，因此我們認(rèn)為更符合現(xiàn)實(shí)的假設(shè)是作者根據(jù)期刊的質(zhì)量選擇期刊投稿，即高質(zhì)量論文優(yōu)先投稿高質(zhì)量的期刊，而這與工具變量的假設(shè)并不沖突，假說1 和假說2 成立。

表4 工具變量結(jié)果

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保本文研究結(jié)論的可靠性，我們做了四組穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，本文使用不同的指標(biāo)衡量論文的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量，以論文的參考文獻(xiàn)數(shù)量和圖表數(shù)量代表形式質(zhì)量，以被提及量和社交報(bào)道量代表實(shí)質(zhì)質(zhì)量。第二，本文使用其他方式衡量審稿周期長度，將審稿周期分成多個時間區(qū)段并設(shè)立虛擬變量。第三，本文在基準(zhǔn)回歸中加入“期刊—年份”的高維固定效應(yīng)，以控制期刊隨時間變化不可觀測特征對論文質(zhì)量的影響。第四，本文剔除基準(zhǔn)回歸中各變量1%極端值樣本①例如基準(zhǔn)回歸中存在審稿周期超過九年的樣本點(diǎn)，我們擔(dān)心這類極端值可能會干擾基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，因此做了剔除極端值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。，以考察不包含極端值的樣本中審稿周期對論文質(zhì)量的影響。

使用不同的指標(biāo)衡量論文質(zhì)量的回歸結(jié)果如表5 所示。其中，第(1) 列和第(2) 列分別以參考文獻(xiàn)數(shù)量和圖表數(shù)量來度量論文的形式質(zhì)量，第(3) 列和第(4) 列分別以被提及量和社交報(bào)道量來度量論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。在第(1) 列和第(2) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，而在第(3) 列和第(4) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這表明，使用不同的指標(biāo)衡量論文的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量，假說1 和假說2 仍然成立。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn):替換被解釋變量

使用不同方法衡量審稿周期長度的回歸結(jié)果如表6 所示。其中，第(1) 列和第(2) 列的被解釋變量為形式質(zhì)量，第(3) 列和第(4) 列的被解釋變量為實(shí)質(zhì)質(zhì)量。第(1) 列和第(3) 列的核心解釋變量為是否屬于長審稿周期論文；我們將審稿周期長于其所屬期刊該年中位數(shù)的論文歸為長審稿周期論文，否則歸為短審稿周期論文。第(2)列和第(4) 列的核心解釋變量為不同審稿周期區(qū)間。在第(1) 列中，長審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，在第(3) 列中，長審稿周期的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這表明使用不同的方式衡量審稿周期長度，假說(1) 和假說(2) 仍然成立。在第(2) 列中，系數(shù)隨著審稿周期的延長而逐步增大，但增大速度逐步放緩；計(jì)量分析結(jié)果顯示，與基準(zhǔn)組(一季度之內(nèi)) 相比，兩年以上的審稿周期對形式質(zhì)量的提升效果與一年至兩年的審稿周期相近。類似地，在第(4) 列中，系數(shù)的絕對值隨著審稿周期的延長而逐漸增大，且增大速度逐漸加速；計(jì)量分析結(jié)果顯示，與基準(zhǔn)組(一季度之內(nèi)) 相比，一季度至半年和半年至一年的審稿周期均不會顯著降低論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。這表明，存在一個最優(yōu)審稿周期，能夠在不顯著降低論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的情況下最大限度地提升形式質(zhì)量，初步估計(jì)最佳審稿周期約為半年至一年。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn):替換解釋變量

表7 為加入高維固定效應(yīng)和剔除極端值樣本的回歸結(jié)果。其中，第(1) 列和第(2)列的被解釋變量為形式質(zhì)量，第(3) 列和第(4) 列的被解釋變量為實(shí)質(zhì)質(zhì)量。為了控制不同期刊每年的風(fēng)格差異對論文質(zhì)量的影響，我們在第(1) 列和第(3) 列加入“期刊—年份”高維固定效應(yīng)。為了保證潛在的極端值不會影響實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們在第(2)列和第(4) 列剔除了各變量1%極端值。在第(1) 列和第(2) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，在第(3) 列和第(4) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且系數(shù)大小均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果接近。這表明，無論是在控制了期刊層面等隨時間變化不可觀測因素對論文質(zhì)量的影響后，還是在剔除極端值的樣本中，假說1 和假說2 仍然成立。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn):高維固定效應(yīng)與保留極端值

(四) 異質(zhì)性分析

通過內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，我們認(rèn)為基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是可靠的。那究竟是什么原因?qū)е铝藢徃逯芷谧冮L會提高形式質(zhì)量但會降低實(shí)質(zhì)質(zhì)量? 我們認(rèn)為其背后的機(jī)制如下:一方面，在審稿過程中編輯、審稿人和作者能夠共同改進(jìn)論文，提高形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量(即提升效應(yīng))；另一方面，審稿周期越長，與之相似的競爭性論文越有可能搶先發(fā)表并搶占其在相應(yīng)研究領(lǐng)域做出重要貢獻(xiàn)的“軌道”，降低論文的貢獻(xiàn)(即競爭效應(yīng))，同時審稿周期變長會阻礙論文中前沿知識的擴(kuò)散(Lusher 等，2021)，不利于該領(lǐng)域的發(fā)展，領(lǐng)域發(fā)展受限導(dǎo)致該領(lǐng)域新發(fā)表論文減少，也會降低論文被引用的概率(即反饋效應(yīng))，這兩個負(fù)面效應(yīng)都降低了實(shí)質(zhì)質(zhì)量。我們認(rèn)為所觀察到的審稿周期在總體上降低實(shí)質(zhì)質(zhì)量的現(xiàn)象，源于審稿過程中編輯、審稿人和作者更側(cè)重形式質(zhì)量的提升而非實(shí)質(zhì)質(zhì)量，從而導(dǎo)致提升效應(yīng)被兩個負(fù)面效應(yīng)所抵消。

如果以上機(jī)制確實(shí)存在，那么我們預(yù)期觀察到以下兩種異質(zhì)性。

第一，隨著計(jì)算機(jī)科技和計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，各種統(tǒng)計(jì)軟件的功能越來越強(qiáng)大，大數(shù)據(jù)顯著降低了提高論文形式質(zhì)量的成本，進(jìn)而有助于整個經(jīng)濟(jì)學(xué)界的研究范式從理論主導(dǎo)轉(zhuǎn)向?qū)嵶C主導(dǎo)。倘若作者在審稿過程中分配時間用于提升論文質(zhì)量，我們預(yù)期觀察到形式質(zhì)量生產(chǎn)成本的降低會對形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量的生產(chǎn)數(shù)量產(chǎn)生兩種效應(yīng):一方面，給定審稿周期不變，兩種質(zhì)量都會顯著提升；另一方面，形式質(zhì)量相對于實(shí)質(zhì)質(zhì)量生產(chǎn)成本的降低，會導(dǎo)致形式質(zhì)量相對于實(shí)質(zhì)質(zhì)量生產(chǎn)數(shù)量的上升。兩種效應(yīng)的總體結(jié)果是研究范式轉(zhuǎn)變后，審稿周期同樣延長一年所帶來的形式質(zhì)量的提升更大，而實(shí)質(zhì)質(zhì)量的變化方向不確定，取決于以上兩種效應(yīng)的大小。

第二，高質(zhì)量期刊的審稿人往往比低質(zhì)量期刊的審稿人更加專業(yè)和負(fù)責(zé)，因此高質(zhì)量期刊的審稿人提出的修改意見會更多地關(guān)注實(shí)質(zhì)質(zhì)量，與此同時，作者在修改過程中，也會更側(cè)重實(shí)質(zhì)質(zhì)量。如果低質(zhì)量期刊編輯、審稿人和作者共同協(xié)作提升論文質(zhì)量時，比高質(zhì)量期刊更注重形式質(zhì)量而相對忽略實(shí)質(zhì)質(zhì)量，我們預(yù)期觀察到高低質(zhì)量期刊的形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量所受影響存在異質(zhì)性。

為檢驗(yàn)研究范式轉(zhuǎn)變的異質(zhì)性，本文將論文發(fā)表時間劃分為兩個時間段，相比前一時間段，后一時間段統(tǒng)計(jì)軟件更普及，我們著重比較這兩段時間中審稿周期對論文質(zhì)量的影響是否存在顯著差異。既有文獻(xiàn)顯示，在2006 年前，各種統(tǒng)計(jì)軟件包括Stata、SAS、SPSS、Matlab 等的使用人數(shù)增長都較為緩慢，而在2006 年后，這些統(tǒng)計(jì)軟件的使用人數(shù)開始快速增長(Pinzon，2015)，因此我們以2006 年作為研究范式發(fā)生轉(zhuǎn)變的時點(diǎn)?；貧w結(jié)果如表8 所示，其中，第(1) 列和第(2) 列的被解釋變量為形式質(zhì)量，第(3) 列和第(4) 列的被解釋變量為實(shí)質(zhì)質(zhì)量。第(1) 列和第(3) 列為研究范式轉(zhuǎn)變前的子樣本回歸結(jié)果，第(2) 列和第(4) 列為研究范式轉(zhuǎn)變后的子樣本回歸結(jié)果。在第(1) 列和第(2) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，且研究范式轉(zhuǎn)變后的系數(shù)顯著大于轉(zhuǎn)變前的系數(shù)，說明隨著學(xué)界更加注重論文的形式質(zhì)量，審稿周期變長對論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)更大，符合我們對第一種異質(zhì)性的預(yù)期，表明作者在審稿過程中分配了時間，分別用于提升兩種論文質(zhì)量。

為檢驗(yàn)期刊質(zhì)量的異質(zhì)性，我們將期刊分為高質(zhì)量和低質(zhì)量兩類，并進(jìn)一步比較審稿周期對這兩類期刊論文質(zhì)量的影響是否存在顯著差異。我們根據(jù)國內(nèi)對英文經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊的評價，將樣本中的期刊分為A 類、B 類和C 類三類①本文對期刊的分類標(biāo)準(zhǔn)參照了國內(nèi)部分代表性高校(例如北京大學(xué)、復(fù)旦大學(xué)、中國人民大學(xué))對英文經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊分類做法；期刊分類目錄請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，并將A 類和B 類期刊分為相對而言質(zhì)量較高的期刊，而將C 類期刊分為相對而言質(zhì)量較低的期刊?；貧w結(jié)果如表8所示，其中，第(5) 列和第(6) 列的被解釋變量為形式質(zhì)量，第(7) 和第(8) 列的被解釋變量為實(shí)質(zhì)質(zhì)量。第(5) 列和第(7) 列為高質(zhì)量期刊論文的子樣本回歸結(jié)果，第(6) 列和第(8) 列為低質(zhì)量期刊論文的子樣本回歸結(jié)果。在第(5) 列和第(6) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為正，且高質(zhì)量期刊的系數(shù)顯著小于低質(zhì)量期刊的系數(shù)，說明相較于低質(zhì)量期刊，審稿周期變長對高質(zhì)量期刊論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)較小。在第(7) 列和第(8) 列中，審稿周期的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且高質(zhì)量期刊的系數(shù)的絕對值小于低質(zhì)量期刊的系數(shù)的絕對值，說明相較于低質(zhì)量期刊，審稿周期變長對高質(zhì)量期刊論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的降低效應(yīng)更小。第(5) 列至第(8) 列中系數(shù)大小關(guān)系符合我們對第二種異質(zhì)性的預(yù)期，表明審稿過程中編輯、審稿人和作者在提升論文時對兩種論文質(zhì)量存在側(cè)重。同時現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，目前越來越長的審稿周期并不是由審稿人和作者在討論關(guān)于如何提升實(shí)質(zhì)質(zhì)量所引起的，而是被更多地花在了對形式質(zhì)量的提升上(Frey，2003；Rust，2018)。本文結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)，認(rèn)為審稿過程中編輯、審稿人和作者過度重視形式質(zhì)量導(dǎo)致審稿周期變長在總體上降低了實(shí)質(zhì)質(zhì)量。

表8 異質(zhì)性分析:研究范式轉(zhuǎn)變

五、結(jié) 論

近年來，盡管經(jīng)濟(jì)學(xué)論文的篇幅在不斷變長，但其思想的重要性程度似乎并未隨之提高，本文認(rèn)為這一現(xiàn)象可能與日益變長的審稿周期有關(guān)。為驗(yàn)證以上猜想，本文以1997—2019 年Elsevier 旗下經(jīng)濟(jì)學(xué)SSCI 期刊上發(fā)表的論文為研究對象，實(shí)證檢驗(yàn)了審稿周期變長對論文質(zhì)量的影響。本文首先將論文質(zhì)量分為形式質(zhì)量和實(shí)質(zhì)質(zhì)量，并以篇幅和被引用量分別作為它們的代理指標(biāo)。OLS 和工具變量的回歸結(jié)果均表明:相較于短審稿周期論文，長審稿周期論文的篇幅顯著更長，被引用量顯著更少。這說明，審稿周期變長會顯著提升論文的形式質(zhì)量，但會顯著降低論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量。進(jìn)一步異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn):當(dāng)學(xué)界更加注重論文的形式質(zhì)量時，審稿周期變長對論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)相對更大；相較于低質(zhì)量期刊，審稿周期變長對高質(zhì)量期刊論文形式質(zhì)量的提升效應(yīng)以及對實(shí)質(zhì)質(zhì)量的降低效應(yīng)都相對更小。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議。第一，為了更好地實(shí)現(xiàn)審稿對論文形式質(zhì)量的提升作用并規(guī)避審稿對論文實(shí)質(zhì)質(zhì)量的降低作用，經(jīng)濟(jì)學(xué)論文的最優(yōu)審稿周期應(yīng)該設(shè)定在半年至一年左右。比如，針對作者關(guān)于縮短論文篇幅和審稿周期的呼聲，已經(jīng)有期刊率先實(shí)施試點(diǎn)改革，美國經(jīng)濟(jì)協(xié)會(AEA) 推出了新期刊AER:Insights，以刊登“同等重要但表達(dá)更簡潔的論文”。①參見AEA 新聞“與編輯Amy Finkelstein 的Q＆A”，www.aeaweb.org/news/aer-insights-editor-qa。第二，經(jīng)濟(jì)學(xué)期刊應(yīng)該更加關(guān)注論文的實(shí)質(zhì)質(zhì)量，而

不是過分偏重形式質(zhì)量，在挑選論文時不應(yīng)該遵循“實(shí)證優(yōu)先”或“政策優(yōu)先”原則，而應(yīng)該遵循“思想優(yōu)先”或“學(xué)術(shù)重要性優(yōu)先”原則。第三，在實(shí)際審稿過程中，期刊編輯應(yīng)該對審稿人設(shè)立“胡蘿卜”加“大棒”式的激勵機(jī)制，例如，在規(guī)定時間內(nèi)完成高質(zhì)量審稿的審稿人可以獲得更多的金錢激勵，或者其論文能獲得相對更快的審稿流程，而對不能在規(guī)定時間內(nèi)完成審稿或?qū)徃鍒?bào)告質(zhì)量低下的審稿人的投稿加以一定的限制等。