王銘欣

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教練員更替能改善中國(guó)足球超級(jí)聯(lián)賽球隊(duì)的表現(xiàn)嗎?

王銘欣

運(yùn)用2009—2015賽季中國(guó)足球超級(jí)聯(lián)賽的球隊(duì)數(shù)據(jù)，通過(guò)傾向得分匹配方法構(gòu)造了與教練員更替相匹配的處理組與對(duì)照組的面板數(shù)據(jù)，并使用倍差法實(shí)證研究了賽季中途的教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的因果關(guān)系。有兩個(gè)主要發(fā)現(xiàn)：1)教練員更替能夠顯著改善球隊(duì)的短期表現(xiàn)，使球隊(duì)的場(chǎng)均積分提高大約0.27分，以及勝率提高8.7%，但對(duì)于場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)沒有顯著影響；2)新教練員的個(gè)人特征對(duì)于教練員更替效應(yīng)沒有顯著影響。因此，教練員更替是通過(guò)觸發(fā)球隊(duì)內(nèi)部球員之間激烈競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)制從而改善球隊(duì)的短期表現(xiàn)。

中國(guó)足球超級(jí)聯(lián)賽；教練員；更替；球隊(duì)表現(xiàn)；配對(duì)倍差法

1 引言

近年來(lái)，隨著中國(guó)足球超級(jí)聯(lián)賽(簡(jiǎn)稱中超聯(lián)賽)各俱樂部的運(yùn)作資金投入大幅度增加，在提升中超聯(lián)賽的觀賞性和知名度的同時(shí)，也使得球隊(duì)之間的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈。而在激烈競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境之下，教練員往往成為球隊(duì)表現(xiàn)不理想的第一責(zé)任人而被俱樂部替換。當(dāng)前，中超聯(lián)賽的教練員更替極為頻繁，如在2015賽季，16支中超球隊(duì)中就有12支在賽季中途或者賽季結(jié)束后更替教練員。那么，在中超背景下，頻繁的教練員更替能否帶來(lái)球隊(duì)表現(xiàn)的改善？如果能夠改善，其背后機(jī)制又是怎樣？這些問(wèn)題對(duì)于評(píng)估當(dāng)前各中超俱樂部的教練員管理工作是否合理，乃至對(duì)于整個(gè)職業(yè)足球運(yùn)動(dòng)的可持續(xù)發(fā)展都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

盡管教練員更替是現(xiàn)代職業(yè)足球運(yùn)動(dòng)中的常見事件，但是來(lái)自全世界多個(gè)國(guó)家聯(lián)賽的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，教練員更替對(duì)于球隊(duì)表現(xiàn)的影響方向比較復(fù)雜。一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，更替教練員能夠改善球隊(duì)表現(xiàn)。Balduck 等(2010)以比利時(shí)聯(lián)賽球隊(duì)作為研究樣本，考察了教練員更替對(duì)球隊(duì)質(zhì)量和主隊(duì)優(yōu)勢(shì)的影響，發(fā)現(xiàn)能夠改善球隊(duì)質(zhì)量的新教練員更能夠提升球隊(duì)的聯(lián)賽排名。Muehlheusser 等(2016)以德國(guó)聯(lián)賽球隊(duì)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)當(dāng)球隊(duì)中各球員的能力更加同質(zhì)時(shí)，教練員更替能夠提高球隊(duì)表現(xiàn)。也有一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，更替教練員也可能危害球隊(duì)表現(xiàn)。這是因?yàn)椋叹殕T需要時(shí)間了解球員能力和培育合理的比賽陣容，而更替教練員將意味著打破球隊(duì)原有風(fēng)格的一致性和持續(xù)性。Audas 等(1997)和劉冰等(2009)分別以英格蘭各級(jí)聯(lián)賽球隊(duì)和中超聯(lián)賽球隊(duì)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)教練員更替反而降低了球隊(duì)的勝率。此外，教練員更替也可能對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)不產(chǎn)生明顯影響。如果球隊(duì)的短期表現(xiàn)波動(dòng)完全是由于運(yùn)氣而非教練員自身原因，在這種情況下被解雇的教練員就成為了俱樂部管理層緩解輿論壓力的“替罪羊”。Maximiano(2012)對(duì)葡萄牙聯(lián)賽球隊(duì)、Wirl 和 Sagmeister (2008)對(duì)奧地利聯(lián)賽球隊(duì)、ter Weel(2011)以及van Ours 和van Tuijl(2015)對(duì)荷蘭聯(lián)賽球隊(duì)、De Paola 和 Scoppa(2012)對(duì)意大利聯(lián)賽球隊(duì)、Corea等(2012)對(duì)阿根廷聯(lián)賽球隊(duì)、Giraldo等(2013)對(duì)哥倫比亞聯(lián)賽球隊(duì)的研究等，都發(fā)現(xiàn)教練員更替并不顯著影響球隊(duì)表現(xiàn)。

盡管大多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)都沒有發(fā)現(xiàn)教練員更替能夠改善球隊(duì)表現(xiàn)的證據(jù)，但目前還比較缺乏在中超聯(lián)賽背景下對(duì)相關(guān)問(wèn)題所進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)分析。為此，本文以2009-2015賽季的中超聯(lián)賽球隊(duì)為研究樣本，實(shí)證考察教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的關(guān)系，并探討其中的影響機(jī)制。這一研究主題所面臨的一個(gè)挑戰(zhàn)是如何解決實(shí)證分析中出現(xiàn)的內(nèi)生性問(wèn)題，從而正確識(shí)別教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的因果關(guān)系。首先，前期表現(xiàn)不佳的球隊(duì)更傾向于更替教練員，因此，教練員更替是一個(gè)“自選擇”過(guò)程，而并非隨機(jī)事件；其次，在構(gòu)建實(shí)證分析的計(jì)量模型時(shí)，除了關(guān)注教練員更替變量是否對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)產(chǎn)生影響，還需要控制與球隊(duì)本身特質(zhì)有關(guān)的其他變量，但有些變量往往難以量化(如俱樂部文化)，而忽視這些變量將造成遺漏變量問(wèn)題；最后，是“均值回歸”的統(tǒng)計(jì)學(xué)現(xiàn)象，即前期表現(xiàn)低于均值的球隊(duì)往往在后期具有向均值回歸的趨勢(shì)，而這種表現(xiàn)改善趨勢(shì)與球隊(duì)是否更替教練員無(wú)關(guān)。為了解決上述的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用傾向得分匹配-倍差法(PSM-DID)進(jìn)行回歸分析，將發(fā)生教練員更替的球隊(duì)(處理組)在更替前后的表現(xiàn)與條件相似的但沒有發(fā)生教練員更替的球隊(duì)(對(duì)照組)進(jìn)行比較。結(jié)果顯示，教練員更替能夠顯著改善球隊(duì)表現(xiàn)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這種改善效應(yīng)與教練員的個(gè)人特征無(wú)關(guān)，表明球隊(duì)更替教練員之后，觸發(fā)了球隊(duì)內(nèi)部球員之間對(duì)上場(chǎng)機(jī)會(huì)的激烈競(jìng)爭(zhēng)，從而提高了球隊(duì)的整體表現(xiàn)。

目前，在中超聯(lián)賽背景下，定量研究教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)關(guān)系的文獻(xiàn)只有劉冰等(2009)一篇，他們以1994-2006賽季作為時(shí)間跨度，采用多元回歸方法發(fā)現(xiàn)教練員更替對(duì)球隊(duì)當(dāng)期的勝率產(chǎn)生負(fù)面影響，而且，教練員能力因素對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)具有明顯提升作用，而年齡因素作用并不明顯。他們的分析表明，由于頻繁更替的教練員與球隊(duì)之間未實(shí)現(xiàn)最佳的默契程度，影響了更替教練員效應(yīng)的充分發(fā)揮，容易導(dǎo)致球隊(duì)表現(xiàn)陷入惡性循環(huán)。與該文獻(xiàn)相比，本文研究主要有兩個(gè)特點(diǎn)。第一，本文樣本選取的時(shí)間跨度為2009-2015賽季。這一時(shí)期，中超各俱樂部在引進(jìn)教練員方面展開了更加激烈的“軍備競(jìng)賽”，引進(jìn)了里皮、斯科拉里、埃里克森等具有世界一流球隊(duì)執(zhí)教經(jīng)驗(yàn)的教練員，所以，這一時(shí)期的中超聯(lián)賽教練員的平均能力水平明顯高于前期。本文發(fā)現(xiàn)，教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的關(guān)系在這一時(shí)期逆轉(zhuǎn)，得到與現(xiàn)有研究不同的結(jié)論。第二，在研究方法方面，多元回歸方法可能會(huì)因?yàn)榍拔乃龅膬?nèi)生性問(wèn)題而無(wú)法識(shí)別教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的因果關(guān)系，而本文使用傾向得分匹配-倍差法進(jìn)行計(jì)量分析，能夠有效解決上述內(nèi)生性問(wèn)題。本文結(jié)構(gòu)如下：第二部分是實(shí)證模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明；第三部分是實(shí)證結(jié)果與分析；第四部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分是結(jié)論與政策含義。

2 實(shí)證模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 實(shí)證模型

直觀上，為了研究教練員更替是否改善了球隊(duì)表現(xiàn)，需要比較更替了教練員的球隊(duì)在發(fā)生更替前后兩個(gè)時(shí)間段的表現(xiàn)變化。但是，直接進(jìn)行簡(jiǎn)單比較可能由于以下原因而導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，從而無(wú)法得到恰當(dāng)?shù)慕Y(jié)論。首先，是教練員更替并非隨機(jī)事件，因?yàn)楦娼叹殕T的球隊(duì)往往是成績(jī)不理想的球隊(duì)。因此，本文采用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)，以球隊(duì)年齡、球隊(duì)上賽季聯(lián)賽排名、賽季虛擬變量以及更替發(fā)生階段虛擬變量作為匹配標(biāo)準(zhǔn)，在匹配標(biāo)準(zhǔn)相似的更替教練員球隊(duì)與未更替教練員球隊(duì)之間進(jìn)行匹配，從而模擬出兩組樣本的隨機(jī)環(huán)境。然后，考慮到遺漏變量問(wèn)題和“均值回歸”的統(tǒng)計(jì)學(xué)現(xiàn)象，本文進(jìn)一步使用倍差法(difference-in-difference，DID)進(jìn)行回歸估計(jì)，通過(guò)比較更替教練員球隊(duì)與未更替教練員球隊(duì)的表現(xiàn)差異，考察教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的因果關(guān)系。

本文以發(fā)生教練員更替的球隊(duì)作為處理組和未發(fā)生教練員更替的球隊(duì)作為對(duì)照組。具體而言，對(duì)于某個(gè)特定賽季，本文把球隊(duì)樣本分為4組：更替前的對(duì)照組、更替前的處理組、更替后的對(duì)照組和更替后的處理組。設(shè)置時(shí)期t和處理組treatment2個(gè)虛擬變量來(lái)度量這種樣本劃分，其賦值規(guī)則分別為：更替教練員之前為t=0，之后為t=1；對(duì)照組treatment=0，處理組treatment=1，即

在樣本分組的基礎(chǔ)上，倍差法的基本回歸方程設(shè)定如下：

Yist=β0+β1×treatmentist+β2×tist+β3×treatment_tist+βn×controlist+εist

(1)

其中，下標(biāo)i、s和t分別表示球隊(duì)、賽季和時(shí)期。被解釋變量Yist表示球隊(duì)表現(xiàn)，用球隊(duì)的場(chǎng)均積分、勝率、場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)等指標(biāo)表示。controlist表示一系列控制變量，包括球隊(duì)年齡teamage、球隊(duì)上賽季聯(lián)賽排名的對(duì)數(shù)lnranking、賽季固定效應(yīng)和球隊(duì)固定效應(yīng)。εist為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文重點(diǎn)關(guān)注交互項(xiàng)treatment_tist系數(shù)β3，它度量了教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的影響，即教練員更替效應(yīng)。出于簡(jiǎn)化需要，忽略控制變量的影響，則教練員更替效應(yīng)的具體解釋如下：

在對(duì)照組(treatment=0)，由(1)式可知，教練員更替之前(t=0)和之后(t=1)的球隊(duì)表現(xiàn)分別為：

當(dāng)t=1，教練員更替之后

因此，在教練員更替前后期間，對(duì)照組的球隊(duì)表現(xiàn)變動(dòng)為β2。同理，在處理組(treatment=1)，由(1)式可知，教練員更替之前和之后的球隊(duì)表現(xiàn)分別為：

當(dāng)t=1，教練員更替之后

因此，在教練員更替前后期間，處理組的球隊(duì)表現(xiàn)變動(dòng)為β2+β3。所以，教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的凈效應(yīng)等于處理組的球隊(duì)表現(xiàn)變動(dòng)減去對(duì)照組的球隊(duì)表現(xiàn)變動(dòng)：(β2+β3)-β2=β3，即交互項(xiàng)treatment_tist的系數(shù)。顯然，β3顯著為正表明教練員更替改善了球隊(duì)表現(xiàn)，β3顯著為負(fù)表明教練員更替損害了球隊(duì)表現(xiàn)，β3不顯著表明教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)沒有明顯影響。

倍差法的操作簡(jiǎn)單且邏輯清晰，已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于各類公共政策效果評(píng)估中，如徐現(xiàn)祥等(2007)采用該方法探索了省長(zhǎng)、省委書記異地交流對(duì)流入省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，周浩和鄭筱婷(2012)研究了中國(guó)鐵路提速對(duì)鐵路沿線城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，蔣冠宏和蔣殿春(2014)研究了中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資是否促進(jìn)了企業(yè)出口，韓超和胡浩然(2015)研究了清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)制對(duì)中國(guó)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響等。在職業(yè)足球運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域，ter Weel(2011)以及van Ours 和 van Tuijl(2015)也采用倍差法研究教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的影響，但他們沒有發(fā)現(xiàn)教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)具有改善效應(yīng)。2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文以2009-2015賽季中超聯(lián)賽的球隊(duì)數(shù)據(jù)作為樣本。自2009賽季之后，中超聯(lián)賽的參賽球隊(duì)數(shù)量一直維持在16支，每支球隊(duì)在單個(gè)賽季需要進(jìn)行30輪聯(lián)賽比賽①2008賽季中超聯(lián)賽的規(guī)模已經(jīng)達(dá)到16支球隊(duì)，但是武漢光谷隊(duì)在該賽季中途退出聯(lián)賽，因此，本文的樣本考察期從2009賽季開始。。本文使用各球隊(duì)的場(chǎng)均積分、勝率、場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)等指標(biāo)度量球隊(duì)表現(xiàn)。其中，場(chǎng)均積分和勝率是現(xiàn)有文獻(xiàn)中常用的度量球隊(duì)表現(xiàn)的代理變量，而場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)則分別是度量球隊(duì)進(jìn)攻能力和防守能力的代理變量。以上數(shù)據(jù)來(lái)自搜達(dá)足球網(wǎng)和新浪網(wǎng)等主流的網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容供應(yīng)商②在樣本考察期內(nèi)，一共發(fā)生了3起罰分事件：2009賽季深圳紅鉆隊(duì)因撞衫事件被扣3分、2013賽季上海申花隊(duì)和天津泰達(dá)隊(duì)因在2003賽季踢假球均被扣6分。但是，本文所考察的球隊(duì)表現(xiàn)是指“真實(shí)的”球隊(duì)積分，因此，不考慮以上罰分情況。。對(duì)于名稱發(fā)生更改的球隊(duì)，本文以其最近期的名稱為準(zhǔn)。教練員的名字、更替時(shí)間、個(gè)人特征等數(shù)據(jù)，來(lái)自各球隊(duì)官方網(wǎng)站、《足球》、《體壇周報(bào)》、《當(dāng)代體育》、《足球周刊》、《中國(guó)體育》等體育報(bào)刊以及新浪網(wǎng)、搜狐網(wǎng)等網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容供應(yīng)商。

本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下步驟的篩選：第一，本文只研究賽季中途的教練員更替，但不研究賽季間的教練員更替，因此，考察的是教練員更替的短期效應(yīng)。一個(gè)合理的假設(shè)是，球隊(duì)的球員隊(duì)伍組成在單個(gè)賽季當(dāng)中都處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，所以，賽季中途教練員更替前后的球隊(duì)表現(xiàn)變化能夠更明確地歸因于新教練員帶來(lái)的效應(yīng)。而且，中超球隊(duì)教練員的任職期普遍較短，研究教練員更替的短期效應(yīng)比研究長(zhǎng)期效應(yīng)更符合當(dāng)前的中超聯(lián)賽環(huán)境。第二，本文剔除任職期少于或等于5場(chǎng)比賽的教練員樣本，這是考慮到任職期過(guò)短的教練員難以對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)產(chǎn)生明顯影響。第三，剔除單個(gè)賽季中途更替教練員超過(guò)一次的球隊(duì)樣本，因?yàn)檫@些樣本不能用于構(gòu)造倍差法所要求的二期面板數(shù)據(jù)。

此外，本文將單個(gè)賽季的30輪聯(lián)賽比賽平均劃分成六6個(gè)階段，即第1～5輪為第1階段，6～10輪為第2階段，如此類推。這樣處理的好處在于，球隊(duì)在單場(chǎng)比賽的表現(xiàn)很大程度上受到對(duì)手能力的影響，而考察多場(chǎng)比賽的平均表現(xiàn)則有助于弱化這種來(lái)自對(duì)手能力的干擾。本文在6個(gè)階段劃分的基礎(chǔ)上統(tǒng)計(jì)各球隊(duì)在每個(gè)階段的表現(xiàn)數(shù)據(jù)(場(chǎng)均積分、勝率、場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù))以及教練員更替情況。需要指出的是，這種階段劃分方法屬于經(jīng)驗(yàn)性處理，為了得到更加穩(wěn)健的結(jié)論，本文實(shí)證分析部分還采用其他階段劃分方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.3 構(gòu)造二期面板數(shù)據(jù)

樣本的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為賽季-球隊(duì)-階段三維結(jié)構(gòu)，其中，階段是時(shí)間維度，賽季和球隊(duì)為橫截面維度。如前所述，使用倍差法需要對(duì)時(shí)期虛擬變量t和處理組虛擬變量treatment具體賦值，從而將樣本整合為二期多截面面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。接下來(lái)介紹二期面板數(shù)據(jù)的構(gòu)造方法。

首先，考察處理組的變量t的賦值策略。各個(gè)球隊(duì)更替教練員的時(shí)間并不完全一致，參考徐現(xiàn)祥等(2007)的做法，對(duì)于發(fā)生教練員更替的球隊(duì)，本文定義t=0，表示更替發(fā)生的當(dāng)前階段以及上一階段；t=1，表示從更替發(fā)生的下一階段直到當(dāng)賽季結(jié)束。這樣，各個(gè)球隊(duì)的時(shí)期1的時(shí)間跨度是相同的，都是2個(gè)階段(10場(chǎng)比賽)；而時(shí)期2的時(shí)間跨度是不完全相同的，因教練員更替后當(dāng)賽季余下比賽場(chǎng)數(shù)而異。例如，在2015賽季第13輪比賽之后，廣州恒大俱樂部以新教練員斯科拉里更替了原教練員卡納瓦羅，因此，當(dāng)賽季該隊(duì)樣本的第2和第3階段(第5～15輪)賦值為t=0，第4～6階段(16～30輪)賦值為t=1。接下來(lái)考察對(duì)照組的設(shè)置方法。本文將那些單個(gè)賽季中途未發(fā)生教練員更替的球隊(duì)作為對(duì)照組，其變量t的賦值規(guī)則與上述討論的相同，然后分別匯總計(jì)算各球隊(duì)在2個(gè)時(shí)期的表現(xiàn)指標(biāo)。

2.4 處理組與對(duì)照組的匹配

第二，新版《梅葛》，是按照演唱的語(yǔ)境進(jìn)行完整的翻譯。而且基本是直譯，沒有文辭修飾。這個(gè)做法造成了兩個(gè)版本的《梅葛》不同的取向。梅葛演唱中，有非常多的內(nèi)容是重復(fù)前面那個(gè)人所唱，然后才進(jìn)入下一個(gè)環(huán)節(jié)的“提問(wèn)”，然后答問(wèn)者，也要繼續(xù)重復(fù)前述內(nèi)容，才慢悠悠地給出解答。這些重復(fù)的內(nèi)容，究竟有多少？我們可以從這組數(shù)據(jù)感受一下。

通過(guò)比較更替了教練員的球隊(duì)(處理組)與條件相似的但未更替教練員的球隊(duì)(對(duì)照組)在各個(gè)表現(xiàn)指標(biāo)上的差異，能夠考察教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的影響。然而，這種比較方法要求能夠?qū)ふ业綏l件相似的兩組球隊(duì)。事實(shí)上，教練員更替并非隨機(jī)事件，而是球隊(duì)的“自選擇”過(guò)程。大部分在賽季中途更替了教練員的球隊(duì)的聯(lián)賽排名都比較靠后，說(shuō)明弱隊(duì)更傾向于更替教練員。因此，直接將處理組樣本與所有對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配很可能面臨樣本的選擇性偏誤，從而無(wú)法識(shí)別因果關(guān)系。本文采用Rosenbaum和Rubin(1983)提出的傾向得分匹配方法對(duì)處理組和對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配處理。該方法首先依據(jù)一定的匹配標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算各樣本個(gè)體進(jìn)入處理組的條件概率，即傾向得分，然后根據(jù)傾向得分前向或后向?qū)ふ遗c處理組最為接近的對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配。本文選取的匹配標(biāo)準(zhǔn)為球隊(duì)年齡、球隊(duì)上賽季聯(lián)賽排名(對(duì)數(shù))①、賽季虛擬變量以及更替發(fā)生階段虛擬變量。匹配使用logit法來(lái)估計(jì)傾向得分，進(jìn)

行k=4的有放回k近鄰匹配，并且只對(duì)共同取值范圍(common support)內(nèi)個(gè)體進(jìn)行匹配。匹配后得到208個(gè)樣本，其中，處理組和對(duì)照組的樣本個(gè)數(shù)分別為72個(gè)和136個(gè)，共涉及36個(gè)教練員更替事件，新教練員33人，球隊(duì)22支。

傾向得分匹配結(jié)果的可靠性取決于發(fā)生教練員更替球隊(duì)和未更替球隊(duì)在匹配變量上不存在顯著性差異。對(duì)k近鄰匹配的結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，表1報(bào)告了球隊(duì)年齡(teamage)和球隊(duì)上賽季聯(lián)賽排名對(duì)數(shù)(lnranking)的t檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，兩個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%，而且，t檢驗(yàn)的結(jié)果不拒絕處理組與對(duì)照組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)，說(shuō)明匹配效果較好。圖1分別展示了k近鄰匹配前后對(duì)照組和處理組球隊(duì)的傾向得分值的核密度函數(shù)圖，可見匹配前兩組樣本的核密度分布曲線存在明顯差異(圖1a)，說(shuō)明對(duì)照組中存在不適合的球隊(duì)樣本，直接估計(jì)會(huì)造成樣本的選擇性偏誤；匹配后兩組樣本的核密度分布曲線更加接近(圖1b)，說(shuō)明匹配結(jié)果可靠。

表1 本研究匹配變量的t檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 k近鄰匹配前后的核密度函數(shù)

3 倍差法估計(jì)及結(jié)果分析

3.1 基本回歸結(jié)果

在上述k近鄰匹配樣本的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用倍差法對(duì)(1)式進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果見表2。其中，四列回歸分別使用場(chǎng)均積分、勝率、場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)作為被解釋變量，比較全面地考察了教練員更替對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的影響。

表2第1列結(jié)果顯示，在控制了球隊(duì)年齡和上賽季聯(lián)賽排名，以及賽季固定效應(yīng)和球隊(duì)固定效應(yīng)后，度量教練員更替效應(yīng)的交互項(xiàng)treatment_t系數(shù)為0.272，而且通過(guò)顯著性水平為5%的t檢驗(yàn)。這表明，與對(duì)照組相比，處理組球隊(duì)在更替教練員后從每場(chǎng)比賽中獲得的平均積分顯著地提高了大約0.27分。在第2列，交互項(xiàng)系數(shù)為0.0866，同樣通過(guò)顯著性水平為5%的t檢驗(yàn)，表明更替教練員能夠使處理組球隊(duì)的比賽獲勝概率提高大約8.7%。

交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值在第3列中為正，在第4列中為負(fù)，但都未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明教練員更替在短期內(nèi)不能改善球隊(duì)的進(jìn)攻能力和防①對(duì)于從中甲聯(lián)賽升級(jí)到中超聯(lián)賽的球隊(duì)，上賽季聯(lián)賽排名變量的賦值規(guī)則是：中甲聯(lián)賽排名第1位的球隊(duì)該變量賦值為15，中甲聯(lián)賽排名第2位的球隊(duì)該變量賦值為16。守能力②使用得失球差作為被解釋變量的回歸結(jié)果，同樣顯示交互項(xiàng)treatment_t系數(shù)不顯著，結(jié)果未報(bào)告。。本文對(duì)這一結(jié)果的解釋是，球隊(duì)的球員隊(duì)伍組成在單個(gè)賽季之中都相對(duì)固定，而現(xiàn)有球員的個(gè)人技術(shù)能力又是長(zhǎng)期專業(yè)訓(xùn)練的結(jié)果，因此，新教練員在短期內(nèi)未能帶來(lái)球隊(duì)進(jìn)攻能力和防守能力的實(shí)質(zhì)性改善。這表明，球隊(duì)的場(chǎng)均積分和勝率的提高主要?dú)w功于新教練員更傾向于使用實(shí)用主義的戰(zhàn)術(shù)安排，如比賽過(guò)程中在比分領(lǐng)先的情況下球隊(duì)采用更加保守的戰(zhàn)術(shù)，注重保持而非努力擴(kuò)大現(xiàn)有的領(lǐng)先優(yōu)勢(shì)；但球隊(duì)在比分持平的情況下更傾向于使用進(jìn)取的戰(zhàn)術(shù)，期望最終獲得比賽的勝利而非平局的結(jié)果①可以采用如下例子說(shuō)明在球隊(duì)進(jìn)攻和防守能力都不變的情況下，實(shí)用主義的戰(zhàn)術(shù)安排如何提高球隊(duì)的場(chǎng)均積分和勝率：假設(shè)在其他條件相同的情況下，某個(gè)球隊(duì)使用非實(shí)用主義戰(zhàn)術(shù)時(shí)，兩場(chǎng)比賽的最終比分分別為2∶0和1∶1；而在使用實(shí)用主義戰(zhàn)術(shù)時(shí)，最終比分分別為1∶0和2∶1，顯然兩種情況下的進(jìn)球數(shù)和失球數(shù)都相等，但實(shí)用主義戰(zhàn)術(shù)能夠?yàn)榍蜿?duì)帶來(lái)更多積分和更高勝率。。

表2 本研究基本回歸結(jié)果

本文發(fā)現(xiàn)，教練員更替能夠顯著提升球隊(duì)表現(xiàn)，與同樣研究中超聯(lián)賽的劉冰等(2009)的發(fā)現(xiàn)不一致。本文認(rèn)為，兩者差異主要在于樣本考察期的不同。在本文使用的更近期的樣本中，平均而言，中超球隊(duì)教練員的知名度和能力都明顯高于前期，更強(qiáng)的專業(yè)技能使他們更可能在短期內(nèi)改善球隊(duì)表現(xiàn)。另外，本文結(jié)論也與大多數(shù)研究西歐和南美洲各國(guó)聯(lián)賽的現(xiàn)有文獻(xiàn)不一致(van Ours 和 van Tuijl，2015；De Paola和Scoppa，2012；Corea 等，2012；Giraldo 等，2013)，這些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，教練員更替不能對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)產(chǎn)生短期影響。本文對(duì)此的解讀是，中超聯(lián)賽屬于新興聯(lián)賽，俱樂部在財(cái)務(wù)運(yùn)作方面尚缺乏經(jīng)驗(yàn)。在這種情況下，聯(lián)賽降級(jí)容易對(duì)俱樂部財(cái)政造成巨大打擊，迫使俱樂部更加關(guān)注短期目標(biāo)，并極力促進(jìn)球隊(duì)在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)聯(lián)賽排名提高；相反，在足球發(fā)達(dá)地區(qū)的聯(lián)賽中，俱樂部的財(cái)政體系比較穩(wěn)定，因此，相對(duì)地更加看重球隊(duì)的長(zhǎng)期發(fā)展目標(biāo)，是導(dǎo)致教練員更替的短期效應(yīng)在這些地區(qū)的聯(lián)賽球隊(duì)中不明顯的原因之一。

3.2 新教練員個(gè)人特征的影響

基本回歸的估計(jì)結(jié)果表明了新教練員能夠通過(guò)使用實(shí)用主義的戰(zhàn)術(shù)安排改善球隊(duì)表現(xiàn)，那么，這種正效應(yīng)是否會(huì)受到新教練員個(gè)人特征的影響呢？直覺上，新教練員可以通過(guò)兩個(gè)機(jī)制影響球隊(duì)表現(xiàn)。第一個(gè)機(jī)制是新教練員直接將自身的專業(yè)經(jīng)驗(yàn)和技能應(yīng)用于比賽的指揮工作上，從而制定出合理的戰(zhàn)術(shù)安排。在這種情況下，球隊(duì)表現(xiàn)的改善幅度與新教練員的經(jīng)驗(yàn)、能力和執(zhí)教風(fēng)格相關(guān)。第二個(gè)機(jī)制是“觸發(fā)競(jìng)爭(zhēng)”效應(yīng)。Muehlheusser 等(2016)認(rèn)為，在原教練員任職期間，球隊(duì)的核心球員陣容往往已經(jīng)固定下來(lái)，導(dǎo)致核心球員和非核心球員之間的競(jìng)爭(zhēng)比較溫和；但是新教練員在任職初期對(duì)球員的能力不熟悉，因此，教練員更替對(duì)于球隊(duì)內(nèi)所有球員都意味著一次重新選拔進(jìn)入核心陣容的機(jī)會(huì)，觸發(fā)了隊(duì)內(nèi)不同球員之間展開激烈競(jìng)爭(zhēng)并激勵(lì)他們?cè)谟?xùn)練和比賽中投入更多努力，從而在整體上有利于球隊(duì)表現(xiàn)的提高。在這種情況下，教練員更替這一事件本身就能夠引起球隊(duì)表現(xiàn)改善，但改善幅度與新教練員的個(gè)人特征無(wú)關(guān)。為了對(duì)以上兩個(gè)機(jī)制進(jìn)行考察，本文在(1)式的基礎(chǔ)上引入新教練員的個(gè)人特征變量：

Yist=β0+β1×treatmentist+β2×tist+β3×treatment_tist+β4×treatment_tist_coachj+βn×controlist+εist

(2)

其中，變量coachj表示新教練員j的個(gè)人特征變量，并且與treatment_t形成交互項(xiàng)進(jìn)入(2)式。本文采用以下3組虛擬變量表示新教練員的個(gè)人特征：第一，新教練員j的國(guó)籍變量foreignj，對(duì)于外籍教練員，foreign=1；對(duì)于中國(guó)籍教練員，foreign=0。來(lái)自足球發(fā)達(dá)國(guó)家的外籍教練員往往具有更加先進(jìn)的執(zhí)教理念，但在理解中國(guó)足球文化和制度以及與國(guó)內(nèi)球員溝通方面會(huì)面臨較大阻力，而本土教練員的優(yōu)劣勢(shì)與外籍教練員互補(bǔ)。第二，新教練員j的年齡變量youngj，對(duì)于1960年之后出生的年輕教練員，young=1；對(duì)于1960年之前出生的年長(zhǎng)教練員，young=0。年齡在一定程度上反映了教練員的經(jīng)驗(yàn)水平，年長(zhǎng)教練員往往參與過(guò)更多的球隊(duì)管理工作，也經(jīng)歷過(guò)更多比賽場(chǎng)數(shù)，具有更加豐富的經(jīng)驗(yàn)。第三，新教練員j的能力變量abilityj，對(duì)于有過(guò)知名球隊(duì)執(zhí)教經(jīng)歷的教練員，ability=1；否則ability=0②本文將至少滿足以下其中一個(gè)條件的教練員定義為執(zhí)教過(guò)知名球隊(duì)的教練員：第一，執(zhí)教期間球隊(duì)獲得過(guò)中超聯(lián)賽冠軍；第二，執(zhí)教過(guò)中國(guó)國(guó)家隊(duì)；第三，執(zhí)教過(guò)世界知名國(guó)家隊(duì)；第四，執(zhí)教過(guò)歐洲五大聯(lián)賽、巴西聯(lián)賽或者阿根廷聯(lián)賽球隊(duì)。。知名球隊(duì)對(duì)教練員的專業(yè)能力有更高要求，因此，擁有知名球隊(duì)執(zhí)教經(jīng)歷是高能力教練員對(duì)外釋放的“信號(hào)”。如前所述，如果新教練員是通過(guò)其自身經(jīng)驗(yàn)和技能直接地改善球隊(duì)表現(xiàn)，那么，國(guó)籍、年齡和能力等個(gè)人特征變量將會(huì)對(duì)這種改善效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響；但如果是通過(guò)“觸發(fā)競(jìng)爭(zhēng)”機(jī)制產(chǎn)生影響，那么，上述個(gè)體特征變量的估計(jì)結(jié)果將不會(huì)顯著。

表3～表5分別展示了引入3組新教練員個(gè)人特征變量后(2)式的回歸結(jié)果，并主要關(guān)注新教練員的國(guó)籍(foreign)、年齡(young)和能力(ability)虛擬變量與treatment_t交互項(xiàng)的回歸系數(shù)?；貧w結(jié)果均顯示，所有回歸中這些系數(shù)都不顯著，說(shuō)明在改善球隊(duì)短期表現(xiàn)方面，外籍教練員與本土教練員之間、年輕教練員與年長(zhǎng)教練員之間以及高能力教練員與低能力教練員之間，不存在顯著性差異。這表明，教練員更替這一事件本身已經(jīng)具有短期內(nèi)改善球隊(duì)表現(xiàn)的作用，而新教練員的個(gè)人特征對(duì)于這種改善效應(yīng)并不重要。這一發(fā)現(xiàn)符合教練員更替效應(yīng)的“觸發(fā)競(jìng)爭(zhēng)”機(jī)制的理論預(yù)期。由于新教練員在任職初期對(duì)球隊(duì)內(nèi)各個(gè)球員的能力不熟悉，因此，在追求更多上場(chǎng)機(jī)會(huì)的球員之間觸發(fā)了激烈競(jìng)爭(zhēng)，并激勵(lì)球員們?cè)谟?xùn)練和比賽中都付出更多努力，最終提升了球隊(duì)的整體表現(xiàn)。

表3 加入新教練員國(guó)籍變量的回歸結(jié)果

表4 加入新教練員年齡變量的回歸結(jié)果

表5 加入新教練員能力變量的回歸結(jié)果

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了得到更加可靠的結(jié)論，本文從兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，在單個(gè)賽季當(dāng)中，教練員更替事件在各球隊(duì)中發(fā)生的時(shí)間并不完全一致。如果這種更替時(shí)間上的差異性會(huì)對(duì)球隊(duì)表現(xiàn)的改善效應(yīng)產(chǎn)生影響，那么，上文基本回歸的結(jié)論將過(guò)于簡(jiǎn)單。為此，本文將教練員更替的階段虛擬變量p2～p5與treatment_t形成交互項(xiàng)并納入(1)式，再以場(chǎng)均積分為被解釋變量進(jìn)行倍差法的回歸估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表6。其中，第1～4列是單獨(dú)加入各個(gè)上述交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，第5列是同時(shí)加入所有上述交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，各列中交互項(xiàng)treatment_t_p2～treatment_t_p5的系數(shù)都不顯著，說(shuō)明教練員更替的時(shí)間差異性對(duì)于球隊(duì)表現(xiàn)的改善沒有產(chǎn)生明顯影響，因此，上文結(jié)論基本穩(wěn)健。

第二個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)是嘗試使用另一種階段劃分方法。如前所述，將單個(gè)賽季劃分為6個(gè)階段的做法只是經(jīng)驗(yàn)性處理。為了說(shuō)明上文結(jié)論在其他階段劃分方法下依然成立，本文把各個(gè)賽季30輪聯(lián)賽比賽劃分為前15輪(t=0)和后15輪(t=1)兩個(gè)階段。這樣處理的好處首先在于，在雙循環(huán)賽制下，球隊(duì)在兩個(gè)階段所面對(duì)的對(duì)手都是相同的，因此，不必考慮因?qū)κ植煌鸬慕Y(jié)果偏差；其次，36個(gè)教練員更替事件中有24個(gè)是發(fā)生在聯(lián)賽的前15輪，因此，兩階段劃分方法能夠比較準(zhǔn)確地捕捉球隊(duì)在教練員更替前后的表現(xiàn)變化。本文首先采用k近鄰匹配方法對(duì)處理組和對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配，匹配時(shí)取k=2(相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果未列出)，然后進(jìn)行倍差法的回歸估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表7。第1列是(1)式的回歸結(jié)果，顯示交互項(xiàng)treatment_t的系數(shù)依然顯著為正，說(shuō)明在兩階段劃分方法下，教練員更替對(duì)球隊(duì)場(chǎng)均積分仍然具有正效應(yīng)。第2～4列是(2)式的回歸結(jié)果，顯示新教練員的國(guó)籍、年齡和能力交互項(xiàng)的系數(shù)都不顯著，與表3～表5的結(jié)論一致。因此，使用兩階段劃分方法后，上文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 考慮更替時(shí)間差異性的回歸結(jié)果

表7 基于兩階段劃分方法的回歸結(jié)果

5 結(jié)論與政策含義

隨著近年來(lái)中超聯(lián)賽的迅猛發(fā)展，俱樂部更替教練員的現(xiàn)象日益頻繁，但針對(duì)教練員更替是否能夠改善中超球隊(duì)表現(xiàn)的文獻(xiàn)并不多見。本文以2009—2015賽季中超聯(lián)賽球隊(duì)作為考察對(duì)象，構(gòu)造了與教練員更替相匹配的處理組和對(duì)照組的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配-倍差法較好地克服了內(nèi)生性問(wèn)題，并識(shí)別和考察了教練員更替與球隊(duì)表現(xiàn)之間的因果關(guān)系。

本文有兩個(gè)主要發(fā)現(xiàn)：第一，賽季中途的教練員更替顯著改善了球隊(duì)表現(xiàn)，使球隊(duì)的場(chǎng)均積分提高大約0.27分，勝率提高8.7%，但對(duì)于球隊(duì)的場(chǎng)均進(jìn)球數(shù)和場(chǎng)均失球數(shù)沒有顯著影響，這表明，新教練員通過(guò)使用更加實(shí)用主義的戰(zhàn)術(shù)安排改善球隊(duì)的短期表現(xiàn)，但并沒有給球隊(duì)的進(jìn)攻能力和防守能力帶來(lái)實(shí)質(zhì)性改變；第二，新教練員的個(gè)人特征對(duì)于教練員更替效應(yīng)沒有顯著影響，說(shuō)明教練員更替是通過(guò)“觸發(fā)競(jìng)爭(zhēng)”機(jī)制改善球隊(duì)表現(xiàn)，即俱樂部對(duì)新教練員的任命觸發(fā)隊(duì)內(nèi)不同球員之間為了獲得新教練員的認(rèn)同而展開了激烈競(jìng)爭(zhēng)，并且在訓(xùn)練和比賽中付出更多努力，最終在整體上改善了球隊(duì)表現(xiàn)。

本文結(jié)論對(duì)于中超俱樂部的教練員管理工作具有政策含義。在賽季中途更替教練員可以作為俱樂部用于改善球隊(duì)短期表現(xiàn)的政策手段，但是，教練員更替的短期效應(yīng)是通過(guò)“觸發(fā)競(jìng)爭(zhēng)”機(jī)制實(shí)現(xiàn)的，而當(dāng)球隊(duì)的核心球員陣容重新確立之后，這種短期效應(yīng)將會(huì)消退。所以，那些過(guò)度追求短期目標(biāo)的俱樂部可能會(huì)形成對(duì)于教練員更替做法的依賴，并因此陷入“聯(lián)賽排名下降→更替教練員→球隊(duì)表現(xiàn)短暫提升→短期效應(yīng)消退→聯(lián)賽排名下降”的惡性循環(huán)之中。因此，俱樂部管理層對(duì)于更替教練員的決策需要持有慎重態(tài)度。

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Can Coach Turnover Improve the Performance of China Football Association Super League Teams?

WANG Ming-xin

Based on the data of teams in China Football Association Super League in season 2009—2015,this paper constructs panel data in which treatment groups and control groups are matched,and studies the causal relationship between within-season coach turnover and teams performance by matching difference-in-difference method.It draws conclusions as follow:firstly,coach turnover significantly improve teams’ short-term performance.Specifically,the points gain per game and winning probability in turnovered teams are 0.27 and 8.7% higher than the ones in unturnovered teams.However,goals or concedes per game of teams do not change with coach turnover events.Secondly,the individual characteristics of new coaches have no significant impact on the effects of coach turnover.Therefore,coach turnover improve teams performance by the mechanism of triggering competition between players within-team.

ChinaFootballAssociationSuperLeague;coach；turnover;teamsperformance;matchingdifference-in-differencemethod

1000-677X(2016)10-0080-07

10.16469/j.css.201610011

2016-08-30；

2016-10-04

王銘欣(1987-)，男，廣東佛山人，在讀博士研究生，主要研究方向?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展理論與政策研究，E-mail：wmingxin87@foxmail.com。

暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東廣州 510632 Jinan University,Guangzhou 510632,China.

G80-05

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