主教練特征與球隊表現的關系研究
——來自1998-2018年世界杯的經驗證據

劉天鵬

(1. 華東師范大學經濟與管理學部，上海 200062；2.南通職業大學經濟管理學院，江蘇南通 226007)

0 引言

影響世界杯成績的因素很多，主教練執教因素是其中關鍵一環.運動員“技不如人”或“技術超人”并不就決定勝負,足球教練員的作為也是球隊戰斗力中不可缺少的重要因素[1],“世有伯樂，然后有千里馬”.有遠見的領導會構思一個美好的前景，在團隊中營造共鳴思想，帶領不同能力、不同心態、不同個性的員工朝共同的目標努力去實現組織的最終目標[2].中國足球改革與發展，教練員培養是很重要的，很緊迫的[3].

從微觀層面看，主教練作為教練團隊中最具影響力的成員，其個人決策會對球隊的球員人選、戰術打法、訓練安排等產生決定性影響.Hadley等(2000年)在一項關于NFL教練效率的研究中發現教練效率可以作為經驗來衡量，更高效(經驗豐富)的主教練可以幫助球隊贏得額外的3到4場比賽[4].Bridgewater等(2011年)也證實，使用英國足球數據，管理效率可以提高生產力[5].現有研究表明，主教練對球隊表現會產生影響，但現有基于主教練個人特征的研究較少.主教練的內部特征包括個性、興趣愛好、品質等，但卻是很難觀察的，借鑒魏剛等(2009年)對獨立董事的研究[6]，本文只研究主教練的外部特征即“標簽背景”.那么，主教練的資歷中這些外部顯性特征對國家隊世界杯表現究竟產生什么影響？本文選擇1998-2018年6屆世界杯的經驗數據，實證檢驗了主教練特征中三項維度特征與球隊世界杯表現的關系.研究表明，執教時長與球隊世界杯表現顯著負相關，而對國家隊的熟悉程度及執教名氣程度與世界杯表現正相關，并且在剔除衛冕冠軍及初次參加世界杯的球隊后關系變得更顯著.進一步研究考察主教練對成績的提升方面，發現執教時長與成績提升成顯著負相關，而對國家隊的熟悉程度和執教名氣程度與成績提升正相關.

本文的貢獻在于：①將主教練特征界定為執教時長、對國家隊的熟悉程度和執教名氣程度三個維度，研究其對世界杯表現的影響，前期文獻研究國家隊主教練的帶隊績效的多從領導力等理論方面，而本文嘗試對主教練特征中這三個維度進行量化，考察其對世界杯表現及成績提升兩個方面的影響.②借鑒了職業生涯理論、高管激勵、人力資源等方面的理論，嘗試用這些理論來解釋主教練的帶隊績效，前期文獻很多是研究俱樂部的，有很多停留在主教練特征的描述分析上而未進一步進行實證分析[7]，有些從俱樂部更換教練對成績的影響角度來分析(更換后前4場獲勝概率提升)[8]，或者是球權轉換方面的研究[9]，亦有運動員對主教練能力的評價方面的研究[10],也有文獻研究教練工作滿意度和生活滿意度之間的關系[11]，本文側重考察主教練的績效，豐富了對主教練的研究.本文的研究能夠為國家隊聘請合適的主教練提供經驗證據.

1 理論分析與假設提出

借鑒有關CEO的職業生涯關注方面的研究，執教經歷時間越長，職業生涯關注不夠，導致經歷投入可能不夠.Fame(1980)認為在競爭的經理市場上，經理的市場價值決定于過去的經營業績，從長期來看，經理必須對自己的行為負完全責任，因此，經理出于職業生涯的考慮在早期階段將努力工作，提高聲譽以利于后期收入的提高[12].Kreps and Wilson(1982)、Milgrom and Roberts(1982)等人將Fama的思想進行了模型化，證明了經理會在早期努力工作，因為這時經理市場還在評估經理的能力,但后期努力程度將低于有效率的水平，也就是說經理的努力程度與未來的任職時間有關系[13, 14].上述研究的結果很重要，因為他們做出繼承決定或在職業生涯中進行思考并考慮什么決策將使他們能夠在組織內存在異常行為的情況下保持其地位.最后，學者和從業者在考慮有意或無意的影響時，可以使用上述研究為員工實施個人行為政策[15].基于以上認識，提出假設：(1)主教練執教經歷時長越長，國家隊表現越差.本國聯賽能為國家隊備戰大賽提供保障(左坤,2014)[16]，聯賽對國家隊存在供應效應(張兵，2011)[17].主教練曾在國家隊的本土聯賽執教，那么將熟悉這個國家的足球運作及人文特點，有利于主教練深入了解這個國家隊.同時國家隊的執教不同于俱樂部，那么有國家隊執教經歷的教練相比于沒有國家隊執教經歷的教練而言，擁有經驗優勢,熟悉工作是做好工作的前提[18],打造一支成熟的球隊是需要多個賽季來實現的[19].比如米盧蒂諾維奇帶領多支實力不是很強的球隊打入世界杯16強，與其熟悉國家隊有一定關系.根據上述理論及直觀經驗，提出假設：(2)主教練越熟悉國家隊，國家隊表現越好.曾在五大聯賽執教，本身已代表了執教能力得到高水平聯賽的認可，另外曾經獲得過重大執教榮譽也證明了執教水平.球隊獲得的收入與主教練的薪酬正相關[20].同時由于薪酬難以獲得，或者薪酬的界定很難明細，有些披露未揭示是否是團隊薪酬、是否是浮動薪酬、是否是稅前薪酬，名氣越大的教練通常薪酬也越高，此處用名氣來衡量薪酬的大小是可行的.張維迎(1995年)證明了財富或者經理報酬可衡量經理的能力，經歷作為經理成長歷程的記錄對能力的顯示具有重要作用[21].從人類實踐的經驗中不難體會到這一點的重要性.現在幾乎所有的企業在選擇除畢業生以外的新員工時都特別強調相關工作經驗，這一事實為經歷顯示能力的觀點提供了支持.主教練和高層管理人員之間最強的聯系是運動部門/公司的規模，尋求最有利可圖的合同，以往的成功只是提高薪水的第一步，這些成就伴隨著向更大的計劃的轉變，是建立更高薪酬水平的一種方式，與商業領域的高層管理人員一樣[20].基于上述理論，提出假設：(3)主教練執教名氣越大，國家隊表現越好.

2 樣本、變量與研究設計

2.1 樣本與數據選擇

考慮到主教練、球員信息的可獲得性和研究需要以及從1998年世界杯開始賽制變為32支隊伍分8組先小組賽后淘汰賽的緣故，本文選取1998-2018年的主教練特征及與其對應的球隊的經驗數據，來研究主教練特征對球隊世界杯表現的影響.從國際足聯官方網站查詢到主教練名稱，然后通過維基百科查詢到其資歷，球隊球員信息通過國際足聯官方網站查詢，俱樂部信息通過維基百科、懂球帝app等查詢并驗證，均為手工搜集.

2.2 變量

2.2.1 球隊表現變量 球隊表現(perf)是一個復雜性系統(趙剛和陳超，2015年)[22]，但從比賽結果來看最重要的是官方排名及晉級情況，因此為了考察主教練特征對球隊表現的影響，我們采用了兩種成績變量：球隊積分成績(score)和球隊等級成績(gscore)來衡量球隊表現.積分成績用每屆世界杯各隊的得分作為初始依據，即勝3，平1(點球大戰的比賽以平局計分)，負0，然后從高到低排序后依次賦值到第1到第32名，為消除各屆之間的偏差，取6屆各名次的均值為積分成績；考慮到杯賽注重晉級的因素，在上述成績(score)基礎上，3到4名取均值，5到8名取均值，9到16名取均值，小組未出線的球隊亦取均值，形成等級成績(gscore).

2.2.2 檢驗變量 本文把主教練特征分成三個維度，執教經歷時長(ct)、對國家隊的熟悉程度(cf)和執教名氣程度(cs).執教經歷時長為該屆世界杯的年份減去主教練開始執教的年份.對國家隊的熟悉程度采用是否執教過該國家隊所在國聯賽(exnclub)和是否執教過其他國家隊兩個指標(excon)加總.執教名氣程度采用是否執教過五大聯賽(exfclub)和是否獲得過重要的執教榮譽(honor)兩個指標加總.執教榮譽僅限于獲得國家隊層面的世界杯冠軍、洲際杯冠軍，和聯賽層面的五大聯賽冠軍、歐冠冠軍、豐田杯冠軍.

2.2.3 控制變量 本研究控制了球員能力變量，巧婦難為無米之炊，球員水平無疑也是決定比賽的又一關鍵因素.球員能力(piv)難以準確衡量，通常而言效力的聯賽水平越高球員能力越強，因此用球員的聯賽背景來間接衡量球員能力，借鑒成守彬等[26]對聯賽球隊等級進行劃分的思路，把聯賽背景分為四類：A類為世界杯前效力于五大聯賽的強隊，參照十幾年來五大聯賽歐冠參賽資格及表現，英超、意甲及西甲前四、德甲前三、法甲前二的隊伍視為強隊.B類為效力于五大聯賽其他球隊；考慮到南美頂級俱樂部實力也很強，世界杯前一年南美解放者杯冠亞軍的球員也歸于此類.C類為效力于其他頂級聯賽及五大聯賽所在國(地區)次級聯賽的球員.D類為非頂級聯賽的球員，包括極少數無合同球員.由于D類球員極少，基于研究的方便，把D類歸入C類.為了合理衡量，約束條件是效力于A類的球員必須在聯賽中有過首發出場或者在歐冠聯賽中有出場，否則降低為B類；效力于B類的球員必須在聯賽中有過出場，否則降低為C類；C類不再降低.因為每場比賽每隊換人名額只有3名(2018年世界杯加時賽可以再增1名)，主力球員的表現是球隊表現的基礎，用主力球員11人的能力值總數代表國家隊球員能力.主力球員是指各屆次世界杯首發出場次數超過本隊比賽總場次一半以上并且出場時間超過本隊比賽總時間一半以上的球員，并根據場上的具體位置確定11人.

使用劉天鵬和葉修群(2019)[23]的研究設計，假設球員能力值滿分為1，按照每屆世界杯每支球隊11個主力隊員的總體聯賽背景的結構比例，用累積均值來近似的代表每類球員能力值.即A類球員水平處于上段，B類處于中段和C類處于下段.以1998年世界杯為例，32支隊伍共352名主力，其中A類球員62人，B類球員100人，C類球員190人.則C類球員能力均值為190/352的一半，計算得出為0.2699；B類球員能力均值則在C類球員能力值上限之上，加上B類球員的結構比例的一半，即190/352+100/352*2，計算得出為0.6818；以此類推，計算出A類球員能力均值為0.9119.

2.3 模型設定

根據上述理論分析，我們設定如下計量方程：

perfit=C+αctit+βcfit+θcsit+∑ηXit+δi+γt+εit

式中，下標i、t分別表示球隊與年份，perfit表示球隊表現，此處我們選擇積分成績(score)和等級成績(gscore)來表示；Xit為控制變量的集合；δi和γt分別表示個體與時間效應；εit為隨機誤差項.在該模型中，系數α、β、θ我們關注的重點，如果系數α顯著為負，說明主教練執教時長對球隊表現存在消極影響；如果系數β顯著為正，說明主教練對國家隊的熟悉程度對球隊表現有積極影響；如果系數θ顯著為正，說明主教練的名氣程度對球隊表現有積極影響.

3 實證研究結果

3.1 樣本數據特征

表1報告了樣本國家隊數據的描述性統計分析結果.主要信息有：樣本總共含有192支球隊的信息，球隊成績最高值為18.83(即冠軍球隊成績賦值)，主教練執教時長最長為42年，球隊球員能力最大值為9.48.其他詳細信息見表1.

表1 樣本國家隊的數據特征Tab.1 Data feature of sample national team

3.2 相關性檢驗

表2 Pearson相關系數表Tab.2 Table of Pearson correlation coefficients

注：***、**、*分別表示系數在 1%、5%、10%水平上顯著.

Pearson相關系數矩陣顯示：球隊相對成績、執教經歷時長、對國家隊的熟悉程度、執教名氣程度、球員能力、是否東道主、五大聯賽所在國、語言、國家隊世界杯經驗以及是否擁有巨星之間的相關關系；表2結果發現：執教經歷時長與對國家隊的熟悉程度、執教經歷時長與名氣程度之間存在相關關系，但是各個資歷變量之間的相關系數均較小，相關系數均不大于0.4；而相關的統計結果顯示：VIF值均遠小于10，容忍度小于1，說明了各解釋變量之間不存在多重共線性問題.同時，本文研究重點在于找出主教練特征中影響國家隊表現的因素，而影響國家隊表現的因素較多，且因研究角度的差異而有所不同，因此在回歸分析中控制了球員能力等變量.

3.3 回歸分析結果

由于部分解釋變量為非時變變量，并且經過Hausman檢驗，本文采用隨機效應(RE)模型實證檢驗主教練特征對球隊表現的影響，估計結果如表3中2、3列所示.執教經歷時長(ct)在積分成績和等級成績方程中均為負，且分別在5%和10%的顯著性水平上顯著，說明主教練的執教時間越長，球隊在世界杯賽事中取得的成績越差，原因可能是職業生涯末期不再關注就業市場導致努力程度不夠，也可能是執教時間太長導致執教思路僵化，未能吸收好新的執教戰術，也可能是執教時間長導致自己的執教方式戰術安排等被對手充分研究了，H1得到驗證.對國家隊的熟悉程度(cf)的系數在積分成績和等級成績方程中均為正，且均在5%的水平上顯著，說明主教練對該國本土聯賽的熟悉以及對國家隊執教情況的經驗積累有助于率領球隊在世界杯賽事上取得好的成績，假設(2)得到驗證.執教名氣程度(cs)的系數在積分成績和等級成績方程中均為正，但關系不顯著，說明教練是否執教過五大聯賽以及是否取得過重大的執教榮譽對球隊在世界杯上的表現有幫助但不夠明顯，H3沒有得到驗證.

對控制變量的考察發現，東道主優勢(cd)的系數顯著為正，說明存在主場效應，東道主球隊更適應場館和環境，受觀眾的支持更多，也可能存在裁判偏袒[25].頂級聯賽國家(cwu)的系數為負，并且在積分成績方程中顯著，這可能是由于頂級聯賽的溢出效應，為頂級聯賽之外的國家培育了很多球星.官方語言(lan)的系數不顯著，說明語言對比賽的影響很小，球員個人能有效與裁判溝通，或者在翻譯的幫助下能較好地適應比賽語言環境.球隊經驗(exp)的系數均顯著為正，說明國家隊參加大賽的組織能力(包括酒店機票的預定，訓練場的安排)對球隊表現有一定幫助.巨星(tgs)的系數不顯著，這可能是由于巨星會被對手重點盯防，圍繞他們的戰術安排得不到良好實施進而影響了球隊表現.

為了驗證上述結論的穩健性和可靠性，我們擬剔除掉衛冕冠軍及首次參加世界杯的球隊來進行穩健性檢驗.考慮到衛冕冠軍魔咒，本次主力中的上次冠軍球員榮譽追求動力不足，此外，首次參加世界杯的球隊可能會由于欠缺大賽經驗發揮不佳，因此，本文將上屆冠軍和首次參加世界杯的球隊從研究樣本中剔除，重新進行估計，估計結果如表3中第4和5列所示，執教經歷時長(ct)的系數均在5%的水平上顯著為負；對國家隊的熟悉程度(cf)的系數均在5%的水平上顯著為正；執教名氣程度(cs)的系數依然為正，但不顯著，這說明前文中的估計結果是穩健可靠的.

表3 回歸分析結果Tab.3 Results of regression analysis

續表3：

項目scoregscorescoregscorean-0.160-0.215-0.216-0.237l(-0.26)(-0.35)(-0.34)(-0.37)exp0.178??0.200???0.207???0.235???(2.45)(2.72)(2.62)(2.95)tgs-0.222-0.526-0.162-0.569(-0.26)(-0.60)(-0.18)(-0.62)_cons-2.993??-1.890-3.377??-2.531?(-2.30)(-1.43)(-2.42)(-1.79)時間效應控制控制控制控制N192192169169R20.4330.3890.4760.439

注：***、**、*分別表示系數在 1%、5%、10%水平上顯著，括號內為t值.下表同.

3.4 進一步檢驗

為了檢驗主教練特征對球隊成績的提升效果，用球隊世界杯國際足聯官方排名的成績值減去球隊世界杯前一年國際足聯官方年終排名(按決賽圈參賽32隊重新依序排)的成績值作為被解釋變量.同樣，采用積分成績和等級成績來衡量，穩健性檢驗也采用同一方式，實證結果見表4.

表4 中2、3列分別為調整后的積分成績及等級成績方程的回歸結果，顯示主教練的執教時長與球隊排名提升程度成反向關系，并且分別在10%和5%的水平上顯著；主教練對國家隊的熟悉程度和名氣程度的系數均為正，但不顯著.4、5列為穩健性檢驗，可以看出主教練的執教時長的系數分別在10%和5%的水平上顯著為負；主教練對國家隊的熟悉程度的系數均為正，但是不顯著；主教練的執教名氣程度的系數均為正，并且等級成績方程中在5%的水平上顯著.驗證了假設(1)，部分驗證了假設(3).

表4 進一步檢驗結果Tab.4 Results of further inspection

續表4：

項目pscorepgscorepscorepgscore時間效應控制控制控制控制_cons-0.0690.741-0.2380.255(-0.04)(0.42)(-0.14)(0.14)N192192169169R20.1550.1390.1640.152

此外，本文還研究了主教練的年齡、球員時代的場上位置及球員時期是否是明星球員對球隊表現的影響.研究發現，年齡與球隊表現負相關但不顯著，主教練職業生涯中球員階段的場上位置及是否曾是明星球員也對球隊的表現沒有顯著影響.

4 結論與啟示

4.1 結論

主教練無疑是影響國家隊大賽表現的重要因素，主教練的各項資歷情況與球隊表現呈現何種關系，有待驗證.本文利用1998～2018年6屆世界杯66支球隊的非平衡面板數據，在控制了球員能力等因素后實證檢驗了主教練特征對球隊表現的影響.研究發現，主教練執教時長越長，球隊表現越差，對球隊成績的提升也顯著負相關；主教練對國家隊越熟悉越有利于球隊的世界杯表現，也越有利于成績的提升；主教練的執教名氣與球隊表現及成績提升呈正相關關系，并且在剔除衛冕冠軍及首次參加世界杯的隊伍后關系變為顯著.

4.2 啟示

本文的研究結論為國家隊選聘主教練提供了以下啟示：(1)主教練若接近職業生涯末期，可能不利于提升國家隊在世界杯大賽上的成績；(2)有可能的話，選聘曾執教過其他國家隊并且有本國聯賽執教經歷的主教練，有利于國家隊在世界杯大賽上的表現；(3)在滿足薪水預算的前提下選聘有執教名氣的教練.本文嘗試對主教練特征與國家隊世界杯表現的關系進行研究，研究樣本僅限于這6屆世界杯正賽階段的數據，主教練的資歷對國家隊洲際級杯賽及世界杯預選賽的影響可能不同.另外主教練特征的維度如何做到更科學劃分，解釋變量的量化標準怎樣準確界定，杯賽的分組因素如何考慮，還有待進一步研究.