自由裁量權下我國評分類體育裁判員決策量表的研究

么廣會，梁建平，蘇 濤，曾 理，任貞玲

1 引言

在體育比賽中，運動員的運動成績由三方面的因素決定，即對手在比賽中的表現、運動員在比賽中的表現、比賽結果的評定行為。其中，比賽結果的評定行為包括裁判員的道德水平及業務水平、成績的評定手段和競賽規則3個因素［8］。這就說明，體育比賽中裁判員的權力和行為在評定運動成績方面起著非常重要的作用。規則是游戲的基礎和依據，裁判員是比賽不可或缺的組成部分；相對而言，體育競賽規則是體育比賽的基礎與依據，體育裁判員是體育比賽不可或缺的。體育競賽規則是對運動員比賽行為的一般指引提供一般準則，而體育裁判員就是將這些一般適用于具體的比賽中，并對特定運動員作出評判。因而，體育比賽中在規則通過體育裁判員作用于運動員的過程中，就可能出現裁判員執裁不一、尺度不一的情況，如體操運動中運動員會對自己的判罰表示不滿［2］等現象。有研究提出［1，10，15］，出現這些現象的原因與體育裁判員的“自由”裁判的不公平、公正有關。

從法學的角度來說，裁判員的“自由”裁判的現象被理解為自由量裁權［12］。而自由裁量權［13］是指在特定的規則范圍內依照職權做出適當而公正的權，自由裁量權是廣泛存在于國家的立法、行政和司法活動中的現象。所謂裁判員的自由裁量權［2］，是指裁判員尊重規則的各個條款，尊重規則的原則和精神，以適時、適當而公正的方式做出裁判權，目的是保證比賽的公平、公正、流暢和秩序。體育裁判自由裁量權［2］，是指體育裁判員在體育比賽過程中，在體育規則授權裁判予以自由裁量權以及缺乏規則規定或規則規定不明確的情形下，為實現比賽公正，根據比賽項目裁判規則的原則和精神及具體的比賽情況，對規則做出合理的解釋，以自身判斷對比賽的事實、規則適用、判罰等實體問題和相關程序問題做出決定的權力。

戴敬東［2］借用行政法學“自由裁量權”相關理論分析了裁判員“自由裁量權”的存在依據、構成部分和行使途徑，從根本上探討裁判員“自由裁量”客觀表象下的主觀性問題及其與競賽規則客觀要求的關系問題，并在理論層面上揭示裁判員濫用職權的可能性和途徑。李瑋峰［6］等提出足球裁判自由裁量權的影響因素，并提出了采用足球裁判職業化、運用“自由心證”的經驗法則與理性干預等手段控制裁判員行使自由裁量權的相關路徑。王燦等［9］從法理學角度闡釋體操裁判員自由裁量權的含義與特征、存在依據及論述體操裁判員評分自由裁量的程序。

據一項研究表明［2］，“裁判員在裁判過程中從觀察——思考——準確判斷這一過程只有0.6～0.8s的緩沖反應時間”。但就在這樣一個極短的時間內，裁判員需對比賽中瞬息萬變、稍縱即逝的各種復雜情況進行迅速、合理的處理。裁判員的每一次看似簡單的宣判都必須經歷以下一些較為復雜的程序：依據規則具體條款和精神認定某種事實；對這種認定的事實進行定性；決定是否裁定；明確裁定的力度和方式。簡而言之，具體的裁判程序包括事實認定、規則適用、評定或制裁余地三個部分。在這三部分內容中，構成了裁判員具體判決時的自由裁量權。從這三個部分也可以發現，這是體育裁判員對整個比賽的一個認知過程，對比賽信息的加工過程，對規則適用的選擇過程。體育裁判員的自由裁量權是在一定規則范圍內對事實認定，信息加工，規則選擇以及判罰或者制裁進行決策。

在體育裁判員進行執法決策判罰時，是怎樣的因素影響體育裁判員進行決策，這是需要體育科學研究工作者探討的重要問題。本研究基于以上背景及研究的需要，以體育裁判員主觀因素起主要作用的評分類體育項目為研究切入點（評分類體育項目［8］為體操、藝術體操、技巧、跳水、花樣滑冰、花樣游泳、馬術和武術套路等），評分類體育裁判員決策因素為研究對象，試圖通過在自編開放式調查問卷基礎上，找到影響裁判員決策判罰工作的核心因素，建立我國評分類體育裁判員決策結構模型，以期為提高裁判員執法工作的效率，為體育裁判管理者提供一定的參考。

2 研究對象與方法

2.1 測試對象

本研究采用隨機抽樣的方法，以重慶大學、西南大學、重慶師范大學、重慶市體工隊等4個單位中具有評分類項目體育裁判資格的教師（教練員）為測試對象進行初測。共發放問卷118份，收回112份，有效問卷110份，問卷有效率為93.22％。

2.2 研究方法與步驟

2.2.1 問卷調查

主要通過發放初步編制的問卷，該問卷采用的Likert 5點量表進行施測，5代表“非常重要”、1代表“完全不重要”，根據體育裁判員認知和真實想法進行選擇，順利完成施測，并建立有效數據庫，為本研究提供數據支撐。

2.2.2 專家訪談

通過走訪西南大學、重慶師范大學和重慶郵電大學等院校的部分體育裁判員及專家，對影響體育裁判員決策的因素的語言文字、理論架構等問題展開討論，并提出相應的修改意見，保證體育裁判員決策量表結構的完整性。

2.2.3 數理統計

通過發放、回收問卷，對獲取的數據運用SPSS17.0統計軟件和AMOS7.0軟件進行統計分析。

2.3 量表編制

在量表編制過程中，嚴格遵循心理測驗量表的編制程序［10］。本研究的問卷題目來源于三部分：第1部分，來源于對部分體育裁判員開放式問卷調查；第2部分，來源于前人對自由裁量權影響因素理論資料分析整理所得；第3部分，來源于專家訪談。通過整理歸納總結出對裁判員決策判罰工作中有影響的相關因素：動機、焦慮、認知、自信、壓力和裁量自由度等6個維度，每個維度下10個題項，問卷采用了Likert式5點量級進行測評，每個題項抉擇答案為：不重要（1）、不太重要（2）、一般（3）、重要（4）、非常重要（5）。初步構建自由裁量權下影響裁判員決策因素量表框架，并編制出初測調查問卷。

2.4 預測與修正

本研究對118名在職具有評分類項目裁判資格教師（教練員）進行了問卷預試，采用自編的問卷，按照心理測量學問卷編制的標準［3］進行題目的篩選，每個維度與該維度下各項目之間的相關，決斷值（critical ratio）、項目區分度（D），其中D≥0.40的被認為是區分度很好，0.30≤D＜0.40的區分度較好，0.20≤D＜0.30區分度尚可，D＜0.20區分度差（表1），并對問卷進行探索性因素分析。一般而言Kaiser-Meyer-Olkim檢驗中：KMO系數在0.9以上非常適合于做因素分析，在0.80～0.90之間為比較適合做因素分析，在0.70～0.80之間為可以做因素分析，在0.6～0.7之間為一般，但在0.6以下則不適合作因素分析［11］。侯杰泰等［5］提出，研究者在進行量表編制時，不應完全依照統計學的標準，而是要在充分考慮理論構想的前提下，結合統計學標準取舍題目。經過對題項的分析、篩選、加工和驗證，根據問卷調查過程中被試反饋的信息以及專家評定，對一些項目進行修改與調整，根據量表制作的原則，本研究按照從嚴要求，刪除因子載荷小于0.45及交叉負荷的題目［3］，以此為刪除題項的標準。最終確定了自由裁量權背景下影響裁判員決策因素量表3個維度，其中的因子命名F1代表社會認知因子、F2代表壓力應變能力因子、F3代表自信心因子，共20個題項的問卷。

表1 我國評分類體育裁判員決策量表題目區分度一覽表（n=110）

3 結果與分析

在正式量表的測驗過程中，嚴格按照心理測驗學程序進行，填寫前先向被試說明注意事項、填寫方法，確認被試理解后，組織單獨填寫問卷。正式測試的對象主要由初測時重慶大學、西南大學、重慶師范大學、重慶市體工隊等單位評分類體育裁判員110名，采用隨機抽樣法選取了在2009年3月評分類項群裁判員的全國會議中20名裁判員組成，測試對象共計130人，其中，國際級裁判員26名、國家級裁判員61名、國家一級裁判員43名；男裁判員86名、女裁判員44名；碩士研究生學歷31名、本科學歷57名、專科42名；平均年齡39.2±2.66歲，平均從業年限11±3.45年。

本研究在進行評分類體育裁判員決策量表測量時，有必要對測評量表的信度、效度與結構進行分析和驗證［3］。

3.1 量表的信度分析

由于本研究缺乏重測條件，所以對量表的信度考察主要采用克隆巴赫（Cronbach Alpha）一致性系數進行檢驗。根據張力為的觀點，任何測驗或量表的信度系數如果在0.90以上，表示測驗或量表的信度甚佳，在0.70以上，是一個可接受的范圍［16］。本研究采用Cronbach一致性系數來考察自編的影響裁判員決策因素問卷的同質性信度。總問卷的a系數達到0.728，各分量表的a系數在0.66～0.79之間；總問卷的分半系數達到0.773，各分量表的分半系數在0.63～0.76之間。這樣的信度水平是可以接受的，說明量表的信度較好。

3.2 量表的效度分析

本研究只對結構效度進行檢驗。統計學上對量表進行結構效度檢驗的方法通常有兩種：一是，因素相關分析，即計算量表各維度（因子）之間、維度與總體之間的相關程度（表2），根據心理學家Tuker的理論，項目與測驗總分的相關在0.30～0.80之間，因子之間的相關在0.10～0.65之間，表明測驗的效度是令人滿意的［5］；二是，驗證性因素分析。本研究運用KMO樣本適合性檢驗（Kaiser-Meyer-Olkin Measure of sampling Adequacy）、巴特利特球形檢驗（Bartlett Test Sphericity）對數據進行適合性檢驗，得到KMO=0.725，卡方值為2683.817；顯著性P＜0.001，比較適合因素分析［5］。從因素相關分析結果來看，量表已初步具有較好的結構效度。

表2 我國體育裁判員自由裁量權分總量表間的相關矩陣一覽表

3.3 探索性因子分析

本研究對初始量表進行主成分因素分析（PC）和直接斜交旋轉法（Promax）求出最終的因素負荷矩陣。經過探索性因素分析后，提取了3個因子，它們的特征值均＞1，解釋總變異的71.03％。根據對量表測驗結果的分析（表3），本研究認為，體育裁判員決策量表結構的3個維度結構基本合理。F1包括7個題目，每題主要涉及到裁判員社會認知的描述；F2包括7個題目，每題描述了裁判員的自信心的情況；F3包括6個題目，每題主要描述裁判員對壓力的應變能力。

3.4 驗證性因子分析

通過AMOS 7.0統計軟件，采用ML（Maximum Likelihood Estimation）最大似然估計法對原始數據矩陣進行驗證性分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）。本研究對探索性因子分析的結果進行了驗證性檢驗，以檢驗測量量表結構的科學性。其擬合指標的檢驗指標為：卡方檢驗（chisquare），X2值可以表明模型總體擬合樣本數據的程度，同時需用卡方值除以自由度，如果得到的數值小于5，那么，就表明模型能夠較好地擬合數據［7］。由于卡方值容易受樣本大小的影響，因此，這一指標必須結合實際情況，同時參考其他指標。NFI、CFI、GFI、AGFI等指標的值愈接近1愈好，一般＞0.9表示模型具有良好的擬合度［7］，達到可以接受的水平。RMSEA、RMR這兩項指標低于0.1的時候表示模型能夠很好地擬合數據；低于0.05表示模型能夠非常好地擬合數據；通常在0.08以下也可以接受，越接近0越好［7］。

表3 我國評分類體育裁判員決策量表題項載荷以及共同度一覽表（n=130）

3.4.1 一階模型的驗證性分析

所謂一階模型，就是指由20個題項和3個維度構成的結構模型，在此考慮到題項與題項之間、維度和維度之間是相互相關，建立起我國評分類體育裁判員決策影響因素結構的假設性模型。運用AMOS7.0極大似然估計法來檢驗該模型的擬合程度。在驗證性分析過程中，為了尋找其最優性的驗證性分析結構模型，本研究對結構模型M進行了模型探索。模型探索又稱模型設定探索（model specification search），其目的在于從各種可能的模型中找出最佳模型（即挑選一個原先理論架構最為符合、適配度最佳的精簡模型）。探索后的模型分別為M1、M2、M3、M4、M5、M6、M7、M8（圖1、表4）。由表4可知，探索后的結構模型M1、M2、M3、M4、M5、M6、M7、M8相比，模型M1各項擬合優度指標整體優于其他模型，最后擇取模型M1（圖1）為我國評分類體育裁判員決策量表的驗證性分析結構模型。模型與數據擬合良好［7］，再次驗證了評分類體育裁判員決策量表結構的理論構想假設。

表4 我國評分類體育裁判員決策量表結構探索模型主要擬合優度指標結果一覽表 （n=130）

3.4.2 二階模型的驗證性分析

為了進一步了解影響評分類體育裁判員決策量表的潛在變量的關系與結構，應該可以用更簡潔模型來表示我國評分類體育裁判員決策量表的理論假設性模型，因此，需進行二階模型的驗證性分析［4］。本研究選取了西南大學、重慶師范大學、西南政法大學的部分評分類體育裁判員為實證對象，共發放問卷120份，其中有效問卷106份，有效率為88.33％。并通過主成分提取法對3個一階因子進行二階因子探索性分析。對3個因子進行因子分析結果顯示，KMO=0.732，巴利特球形檢驗值為140.538，P=0.000＜0.05，特征值為2.334，貢獻率為77.811％。說明這3個一階因子適合做因子分析，且只有一個共享因子。該因子主要是對評分類體育裁判員決策的說明，本研究將這個因子命名為決策能力。該因子可以解釋評分類體育裁判員決策行為的77.811％，其因子載荷矩陣見表5。在此基礎上，設立一個體育裁判員決策量表潛在變量關系的二階模型，并運用AMOS7.0極大似然估計法來檢驗該二階模型的擬合程度（圖2），從表6的檢驗結果來看，各項擬合指標均符合模型擬合的要求，說明該二階因子模型擬合較好地反映出理論模型且各項指標良好。

圖1 我國評分類體育裁判員決策量表一階結構模型圖（M1模型）

表5 我國評分類體育裁判員決策量表二階模型因子載荷及共同度一覽表 （n=106）

表6 我國評分類體育裁判員決策量表二階因子模型各項擬合指標一覽表 （n=106）

圖2 我國評分類體育裁判員決策量表二階因子結構模型圖

由表6與圖2可以看出，二階因子模型的數據擬合效果達到統計學的要求標準［7］，驗證了二階模型的成立，并且，從二階因子模型中所體現的為直接效應（它反映原因變量對結果變量的直接影響），其大小等于原因變量到結果變量路徑系數的大小。譬如，潛變量“社會認知”到“決策能力”的路徑系數為0.875（標準化后的系數），所以，它對決策能力的直接效應系數為0.875。這說明，在其他因素或條件不變時，“社會認知”每提升一個單位，決策能力水平將提高0.875個單位。從圖2整體來看，“壓力應變能力”維度（潛變量）對“職業人格”的作用效應最多，貢獻率最大，這與我國評分類體育裁判員決策量表評價度基本相吻合。因此，該關聯模型能較好的體現出各個維度對決策能力的影響程度，具有一定的實效性。

本研究對我國評分類體育裁判員決策量表進行相關的檢驗，結果表明，該量表的信度、效度良好，適合做因子分析，通過探索性因子分析和驗證性因子分析，從一階模型與更簡潔的二階模型數據的擬合情況來看，各項擬合指標良好，達到擬合要求。因此，本研究編制的【我國評分類體育裁判員決策量表】符合心理測量學標準，可以作為一種評估工具使用［16］。

3.5 不同性別體育裁判員決策能力分析

表7顯示，不同性別體育裁判員總的決策能力在統計學上存在非常顯著性差異（P=0.002＜0.01），在社會認知、壓力應變能力和自信心這3個維度上均達到顯著性差異水平。而男性裁判員在社會認知和自信心這兩個維度上要優于女性裁判員，這可能是由于男性裁判員的性格和意志品質在處理比賽場中突發事件時的能力比較強。女性裁判員在壓力應變能力維度上優于男性裁判員，這可能由于男性裁判員在職業工作中更注重社會交往，女性裁判員在處理壓力問題時比較理性，能夠比較公平、公正的處理壓力問題。

3.6 不同裁判等級體育裁判員決策能力分析

從表8中可以看出，不同裁判等級體育裁判員在總的決策能力方面存在非常顯著性差異（P=0.011＜0.05），在社會認知和自信心這兩個維度上沒有達到顯著性差異水平，其中，在壓力應變能力上存在顯著性差異（P=0.019＜0.05）。造成在壓力應變能力維度上差異的原因可能是國家級及國家一級裁判員的執法經歷較少，運動比賽的等級越高，容易受外在環境影響越大，在比賽執法過程中，顧及的影響比賽的因素較多；而國際級和國家級體育裁判員總的決策能力及各個分量表得分上要優于國家一級裁判員，這可能是由于國際級和國家級體育裁判員在經過數次的裁判員培訓及數次的實戰比賽執法，形成較穩定的執法思維，對賽場中出現的緊急情況能夠從容的應對處理。

3.7 不同學歷層次體育裁判員決策能力分析

從表9中可以看出，不同學歷層次體育裁判員總的決策能力在統計學上存在顯著性差異（P=0.006＜0.01），在壓力應變能力和自信心這兩個維度上沒有達到顯著性差異水平，其中，在社會認知維度上存在顯著性差異（P=0.015＜0.05）。在總的決策能力方面，研究生學歷得分要高于本科學歷，本科學歷得分要高于?？疲@就要求我國體育裁判員不斷進行學習，提高自己的文化層次，豐富自己的知識，在比賽場中能夠從容、理性的進行執法。在社會認知方面，?？茖W歷得分高于本科學歷，本科學歷得分高于研究生學歷，可能由于我國體育裁判員獲得專科學歷后進入體育工作崗位，經過多年的工作鍛煉，對社會的認知比本科、研究生學歷深一些。

表7 不同性別體育裁判員在【我國評分類體育裁判員決策量表】各維度得分比較一覽表 （n=130）

表8 不同裁判等級體育裁判員在【我國評分類體育裁判員決策量表】各維度得分比較一覽表 （n=130）

表9 不同學歷層次體育裁判員在【我國評分類體育裁判員決策量表】各維度得分比較一覽表 （n=130）

4 討論

我國學者戴敬東［2］和李瑋峰［6］等在研究中均對體育裁判員自由裁量權的問題進行了詳細的論述，文中涉及到影響體育裁判員決策的因素包括人格因素、認知因素、信息加工過程因素、社會因素、情緒因素等。因此，本研究在編制問卷時加入動機、焦慮、認知、壓力、自信等多個因子，以使此量表的編制更加有針對性和說服力。但是，通過本研究的實證研究，最終確定了社會認知、壓力應變能力和自信心3個維度，這與以上的理論構建有一定的差異性。造成上述差異的原因固然與研究對象的體育裁判經驗有關，也有可能與本次調查所抽取的樣本量較小有關。所以，擴大研究樣本做進一步的驗證十分必要。

在關于自由裁量權下體育裁判員決策影響量表的過程中，首先從文獻資料中設定自由裁量權下體育裁判員決策影響因素的理論構念，然后，根據開放式問卷的調查結果，初步確定裁判員決策影響因素的結構。在題目來源上，參考了專家調查結果及文獻資料的研究成果，同時，結合開放式問卷的調查結果，這種理論與實際相結合的方式，使問卷具有較好的內容效度。通過探索性因素分析，對量表進行主成分分析，并對個別題目進行了調整，最終確定了量表的結構。根據交叉驗證的程序重新取樣，對量表進行探索性和驗證性因素分析，結果表明，量表各題目在各維度上的負荷都達到顯著性水平，各擬合優度指數達到了可以接受的統計學標準，說明量表的結構效度可以接受。雖然問卷的信度和效度都比較好，但是，仍有一些不盡如意的地方，比如，雖然3個維度的累積貢獻率為71.03％，但是，仍不能解釋影響決策的全部因素，可能還有其他因素影響了裁判員的決策；在量表中有些題目的載荷沒有達到統計學嚴格要求的標準，有些題目能夠較好的反映研究理論影響因素，刪除題目時要進一步考慮到問題的理論假設。因此，本量表仍需要改進和完善，在后續研究中還需做進一步探討和修訂。

通過本研究發現，我國評分類體育裁判員決策能力結構并不是一個單一的因素構成，而是由不同因素構成的多層次結構，并由社會認知、壓力應變能力、自信心3個維度構成。這3個維度相互聯系、相互影響，共同作用于體育裁判員決策能力結構這一體系。從體育裁判員二階因子模型可以看出，各個維度對決策能力的直接效應存在差異性，其中，“壓力應變能力”這一子結構（維度）的作用效應最大，社會認知、自信心的作用效應相對較小?？梢?，體育裁判員在決策過程中的壓力應變能力在決策能力結構中具有核心地位，起主導支配的作用。但是，在壓力應變能力這一子結構上體育裁判員得分在哪個范圍段，體育裁判員決策能力將能提高多高的水平，這一現實問題有待于探討。而壓力應變能力這一子結構對社會認知、自信心的影響程度將是今后的研究重點。在本研究中，雖然一階模型和二階模型的數據分別來自不同受試對象，但是，二階模型數據絕大部分來源于一階模型的受試對象，主要是受研究條件限制，有些受試對象不能參與。在今后的研究過程中，要不斷加大受試的對象數量，進而驗證模型的實效性。

本研究表明，我國不同性別體育裁判員在總的決策能力方面存在非常顯著性差異；從體育裁判員得分來看，男性體育裁判員的得分均高于女性體育裁判員，造成上述差別的原因將是今后研究的一個方面。不同裁判等級體育裁判員在總的決策能力方面存在非常顯著性差異，在社會認知和自信心這兩個維度上沒有達到顯著性水平，其中，在壓力應變能力上存在顯著性差異。這就要求在國家一級、國家級和國際級體育裁判員進行考核時，能夠將體育裁判員的抗壓力能力進行判斷，制定一個量化的標準。例如，當體育裁判員的壓力應變分值位于哪個范圍時，可以由國家一級升級到國家級。這種標準的制定將是今后研究的又一個重要方面。不同學歷層次體育裁判員在總的決策能力方面存在顯著性差異，研究生、本科以及?？茖W歷，哪一個學歷層次體育裁判員決策能力最強，將在今后研究中進一步實證研究。本研究是對自由裁量權下我國評分類體育裁判員決策能力的研究，但是，評分類項目中包括很多具體的體育項目，進一步探討不同項群、不同項目等體育裁判員決策能力的影響因素，將進一步提高體育裁判員的執法能力。

5 小結

1.由社會認知、壓力應對能力和自信心3個維度構成的【我國評分類體育裁判員決策量表】符合心理測量學標準，可以作為評估在自由裁量權下體育裁判員決策能力的工具使用。

2.對我國評分類體育裁判員決策能力結構模型的檢驗結果表明，其各項擬合指標良好，達到擬合要求，它能對體育裁判員決策能力進行有針對性的模型解釋。通過單因素方差分析可知，我國不同性別體育裁判員在總的決策能力方面存在顯著性差異；不同裁判等級體育裁判員在總的決策能力方面存在非常顯著性差異，在社會認知和自信心這兩個維度上沒有達到顯著性差異水平，在壓力應變能力上存在顯著性差異；不同學歷層次體育裁判員在總的決策能力方面存在顯著性差異，在壓力應變能力和自信心這兩個維度上沒有達到顯著水平，在社會認知維度上存在顯著性差異。

3.關于自由裁量權對裁判員決策影響問卷的編制在維度上以前人研究為基礎，并加入動機、焦慮、認知、壓力、自信等多個因子，以使此量表的編制更加有針對性和說服力。量表中雖然3個維度的累積貢獻率為53.24％，但是，仍不能解釋影響決策的全部因素，可能還有其他因素影響了裁判員的決策。在今后的研究中要進一步挖掘與決策能力相關的影響因素，進而提高體育裁判員的決策能力。

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