應激源對足球裁判員決策滿意度的影響：積極應對方式和應對效能的鏈式中介作用

張慶義

（曲阜師范大學 體育科學學院，山東 曲阜273100）

足球裁判員決策滿意度（Soccer Referee Decision Satisfaction）是指足球裁判員在執法過程中，對自己判罰決策的滿意程度［1］，并且決策滿意度的高低在一定程度上能夠反映裁判員判罰決策的質量。足球裁判員在足球比賽中扮演著重要的角色，裁判員的判罰決策變得更加重要，因為足球比賽中每個球隊股東、教練、球員以及球迷的期望和滿意程度都取決于這些判罰。因此，探討足球裁判員決策滿意度的影響因素及其作用機制是十分必要的，同時研究結果為提高足球裁判員判罰決策的質量提供理論參考和實證依據。

據統計，目前單個GenBank數據庫中的流感數據就超過25萬條，并且這個數據隨著時間的推移，將不斷增長。病毒序列的字段信息一般由數千個字符組成，最長可達百萬個字符。為降低單個數據表的大小，這里將各種序列信息單列成為與其基本表關聯的單表。

裁判員的判罰決策受諸多因素的影響，其中執法過程中的應激源是裁判員判罰決策的重要影響因素。一系列研究表明，比賽中的應激源與裁判員判罰決策密切相關。當裁判員受到球員、教練員和觀眾身體或語言上的威脅和侵犯時，裁判員的注意力和判罰決策都受到了影響，并且年輕裁判員應對這些壓力的表現更差［2］。Nevill 和Balmer 通過實驗研究證實了觀眾噪音對裁判員判罰決策的影響，研究表明，在觀眾喧鬧壓力下，裁判員的判罰決策過程更加不確定，與沒有觀眾喧鬧壓力相比，裁判員對主隊的判罰明顯減少［3-4］。Nicolas 對計分型裁判員判罰決策的實驗研究表明，教練員的叫喊干擾對裁判員的決策有直接的影響［5］。另外有證據表明，當沒有跑道將看臺與比賽場地分開時，裁判員往往會作出更糟糕的判罰決策，這表明競賽環境的壓力會影響裁判員的判罰決策［6］。因此，提出假設H1：應激源能夠預測足球裁判員決策滿意度。

在比賽中發生的應激事件越多，裁判員的判罰決策受影響的可能性就會越大。但是，面對諸多的應激源，不是所有裁判員的判罰決策均受到嚴重的影響，這可能與個體的某些心理素質有關。應激CPT 理論指出，即Cognitive（認知）-Phenomenological（現象學）-Transactional（交互作用）理論（簡稱CPT），個體是具有能動性的高級生命體，能夠通過有效的應對努力來處理自己面臨的壓力，進而降低或消除應激源的影響，強調個體的心理和行為在應激過程中的重要作用。另外，新行為主義心理學家托爾曼的刺激（S）→機體（O）→反應（R）理論也指出，個體內部心理變化（如應對方式、應對效能、社會支持等）對應激過程產生中介效應。應對方式和應對效能作為心理素質的一個重要方面，影響著應激源和判罰決策之間的關系。研究表明，應對方式在工作壓力與指揮決策之間起中介作用，并且采用積極應對方式的頻率越高，其指揮決策出現失誤的頻率越小［7］。青少年采用積極的應對方式，能夠緩解青少年心理應激對主觀幸福感的影響，起中介作用［8］。另外，應對效能效應模型認為，應對效能能夠有效地部分抗阻、中介和緩沖應激源對個體的影響，能夠有效維護個體身心健康，并得到實證研究證實［9］。因此，提出假設H2:積極應對方式是足球裁判員應激源與決策滿意度之間的中介變量。H3:應對效能是足球裁判員應激源與決策滿意度之間的中介變量。

此外，應對方式與應對效能具有非常密切的關系，兩者相互影響、相互作用。郭玉江研究表明，優秀運動員應對效能與積極應對、正面認識等應對因子具有顯著性相關，高應對效能的運動員往往采取積極有效的應對方式，進而又能提高運動員的應對效能［10］。運動員面對不同的壓力源，常常采取不同的應對方式，具有不同的應對效能，應對效能越高，壓力源對運動員的影響越小［11-12］。根據以上研究的啟發，提出假設H4：應激源能夠通過積極應對方式和應對效能的鏈式中介作用對足球裁判員決策滿意度產生影響。

1 研究對象與方法

1.1 研究被試與程序

采用分層抽樣法，在2019年“卡爾美·星耀五洲杯”青少年足球邀請賽、山東省足球錦標賽、體彩杯、濟寧市和濱州市“市長杯”校園足球聯賽等比賽中共選取220 名足球裁判員為研究被試，共回收有效問卷206 份，有效回收率為93.64%。其中女性41 人（19.90%），男性165 人（80.10%）；國家三級裁判49 人（23.79%），國家二級裁判69 人（33.50%），國家一級裁判（含預備國家級）72 人（34.95%），國家級裁判16 人（7.77%）；被試平均年齡為23.53 歲 （SD=5.03）； 被試平均執法時間為3.22年（SD=3.40）。通過集體統一測試的方式進行數據采集，施測前宣讀問卷指導語并解釋研究目的，得到調查授權，問卷作答時間約5 分鐘。

1.2 研究工具

本研究所使用的英文量表均采用互譯程序進行漢化。1）由2 位高校專業英語教師幫助漢化英文題目。2）由1 位精通英文的高校體育教師和1 位國家級足球裁判員校正、 修訂譯后題目。3）由2 位未見原版英文量表的英語外教將譯后的題目翻譯成英文。多次進行上述互譯程序，直至所有中英文題目語義、內涵及表述相匹配。

1.2.3 應對效能量表

采用Anshel 等人編制的 《Sources of Acute Sport Stress Scale for Sports Officials，簡稱SASS-SO》單維量表，即體育官員劇烈運動壓力量表的來源，量表信效度指標較好［13］。該量表包括11個項目，用于評定足球裁判員在執法過程中面對特定情況的緊張程度。采用Likert5 點計分，從“不緊張”到“極度緊張”分別計1～5 分，分數越高表示受到的壓力越大。本次測量各題項偏度絕對值0.113～1.056，峰度絕對值0.068～0.851，標準差最小值0.894；探索性因子分析KMO=0.832，Bartlett 球形檢驗（Chi-Square=1005.096，df=55，p＜0.001）。量表克朗巴赫α為0.869，分半信度0.802。

1.2.2 簡易應對方式問卷（SCSQ）—積極應對分量表

采用解亞寧［14］編制的簡易應對方式問卷，該問卷分為積極應對和消極應對2個維度，共20個題目。根據本研究需要，采用積極應對分量表，共12個題目。采用Likert 等級計分法，從“不采用、偶爾采用、有時采用、經常采用”計1～4 分。本次測量KMO=0.872，Bartlett 球形檢驗 （Chi-Square=1230.121，df=66，p＜0.001）。總量表克朗巴赫α 為0.897，分半信度為0.846。

1.2.1 足球裁判員應激源量表

正如人們普遍認識到的，這是專業性工作的一個重要涵義，即相關人士必定有一個不斷學習，逐步提升自身專業水準的過程．就論題而言，這也就是指，即使相關人員在校的學習專業對口，也很少有人從學校一畢業就能完全勝任教師的工作，甚至已可被看成一個優秀的數學教師．

本研究發現，積極應對方式在足球裁判員應激源和決策滿意度之間起部分中介效應，假設H2 得到驗證。這一結論得到以往應激源對積極應對方式的影響［19］、積極應對方式對滿意度的積極作用［20］等相關研究的支持。積極應對方式對促進裁判員判罰決策滿意度不僅具有直接積極效果，而且還能作為保護因素緩解應激源對判罰決策的不利影響。積極應對方式是以解決問題為導向的應對方式，致力于積極解決面臨的壓力性事件。足球裁判員積極應對執法過程中出現的各種應激事件，有利于提高個體對應激事件的認知水平，緩解應激源帶來的心理壓力，以降低應激源對判罰決策準確性和公正性的消極影響，提高足球裁判員對判罰決策的滿意程度。

1.2.4 足球裁判員決策滿意度量表

采用Lane 等人編制的 《Soccer Referee Decision Satisfaction Scale，簡稱SRDSS》單維量表［1］。該量表包括9個題目組成，采用Likert5 點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計1～5 分，得分越高表明足球裁判員決策滿意度越高。本次測量各題項偏度絕對值0.108～0.634，峰度絕對值0.059～0.936，標準差最小值0.688；探索性因子分析KMO=0.896，Bartlett 球形檢驗（Chi-Square=1261.091，df=36，p＜0.001）。量表克朗巴赫α 為0.864，分半信度為0.811。

1.3 數據處理

采用人體能量檢測儀對我校170名普通大學生進行測試發現，處于健康狀況的有120人，占總人數的70.6%，處于亞健康的有50人，亞健康現患率為29.4%.其中：女生亞健康人數為34人，其亞健康現患率為35.8%；男生亞健康人數為16人，其亞健康現患率為21.3%，調查結果見表1.表1說明紹興文理學院學生的亞健康狀況普遍存在，女生亞健康狀況要比男生嚴重.

2 結果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差問題，本研究在數據收集過程中進行了必要的控制，如研究被試均采用匿名的方式作答，問卷的部分題目采用反向表達等。為進一步保證本研究的科學嚴謹性，根據周浩［18］共同方法偏差檢驗方法，采用Harman 單因素法進行共同方法偏差檢驗。將4個測量工具的所有條目進行探索性因子分析，因子未旋轉的結果表明，特征值大于1 的因子有10個，且第一個因子解釋了29.65%的方差變異，小于40%的判斷標準。因此，本研究數據不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.2 足球裁判員應激源、積極應對方式、應對效能與決策滿意度的相關分析

回歸分析結果顯示，足球裁判員應激源負向預測決策滿意度（β=-0.41，p＜0.001）。其次，將積極應對方式和應對效能納入回歸方程后，足球裁判員應激源顯著負向預測積極應對方式（β=-0.17，p＜0.01）和應對效能（β=-0.31，p＜0.001）；積極應對方式顯著正向預測應對效能（β=0.46，p＜0.001），顯著正向預測足球裁判員決策滿意度（β=0.13，p＜0.05）；應對效能顯著正向預測足球裁判員決策滿意度（β=0.51，p＜0.001）；此時，足球裁判員應激源對決策滿意度依然具有顯著負向預測作用（β=-0.20，p＜0.001）。

2.3 積極應對方式和應對效能的中介作用

將所有變量進行標準化處理。將決策滿意度作為因變量，應激源作為自變量，積極應對方式和應對效能作為中介變量。按照Hayes 提供的SPSS 宏程序進行基于Bootstrap 的中介效應檢驗，采用Model6 考察積極應對方式和應對效能在足球裁判員應激源和決策滿意度之間的中介作用，回歸分析結果見表2，模型圖見圖1。

采用我國學者童輝杰［15］編制的《應對效能量表》，該量表包括自信程度、勝任力和認知水平3個維度，共17個題目。采用Likert 等級計分法，從“完全不符合、不太符合、有些符合、完全符合”記1～4 分。該量表在國內應用較為廣泛，具有較好的信效度。本次測量KMO=0.919，Bartlett 球形檢驗 （Chi-Square=2822.403，df=136，p＜0.001）。總 量 表 克 朗 巴 赫α 為0.937，分 半 信 度 為0.869，各 維 度α 分 別 為0.882、0.935、0.846。

表1 呈現了對足球裁判員各變量調查數據的平均數、標準差和相關矩陣。足球裁判員應激源與積極應對方式、應對效能和決策滿意度呈顯著負相關；積極應對方式、應對效能與足球裁判員決策滿意度呈顯著正相關； 積極應對方式與應對效能呈顯著正相關。相關分析結果支持后續假設模型檢驗的統計學要求。

將調查的數據進行整理，采用SPSS26.0 進行可靠性分析、探索性因子分析等方式檢驗各量表的信效度。通過描述性統計、相關分析等方式考察各變量的內部關聯。最后，根據溫忠麟［16］提出的中介效應檢驗方法，采用Hayes［17］的SPSS 程序PROCESS3.4 組件進行鏈式中介作用檢驗和Bootstrap 分析。

采用Bootstrap 法對積極應對方式和應對效能的中介效應進行檢驗，設置重復抽樣5000 次分別計算95%的置信區間，如表3 所示。積極應對方式和應對效能的總間接效應Bootstrap95%置信區間不包含0，說明積極應對方式和應對效能在足球裁判員應激源和決策滿意度之間起顯著的中介作用，總的標準化中介效應值為-0.218。該中介效應由3個間接效應組成：1） 應激源→積極應對方式→決策滿意度 （效應值=-0.021）；2）應激源→應對效能→決策滿意度（效應值=-0.157）；3） 應激源→積極應對方式→應對效能→決策滿意度 （效應值=-0.04）。3個間接效應占總效應的比值分別為5.12%、38.29%和9.76%，并且各間接效應的95%置信區間均不包含0，表明3個間接效應均達到顯著水平。

表2 積極應對方式和應對效能中介模型的回歸分析

表3 積極應對方式和應對效能中介效應的Bootstrap 檢驗結果

圖1 足球裁判員應激源與決策滿意度的鏈式中介模型圖

3 討論

3.1 足球裁判員應激源與決策滿意度的關系

本研究在應激理論視角下，探討了足球裁判員應激源與決策滿意度的關系及其內部作用機制。應激源與決策滿意度呈顯著負相關，應激源能顯著負向預測決策滿意度。假設H1得到驗證。這一結論得到相關研究的支持［2-3］。根據應激理論，當足球裁判員面臨高強度的急性壓力時，會讓個體產生緊張情緒，不能對應激源進行正確的認知評價和有效應對，進而影響裁判員的判罰決策。因此，執法過程中的應激源對足球裁判員決策滿意度有著不可忽視的影響。

3.2 積極應對方式的中介作用

經采用傳統經驗定性法，對收集、整理的影響干旱分區相關自然因素進行綜合分析，并結合聚類分析的多元統計分析方法，最后基于農業干旱的視角得出淮河流域以市為單元的分區結果，見表1。

3.3 應對效能的中介作用

本研究還發現應對效能在足球裁判員應激源和決策滿意度之間起部分中介效應，假設H3 得到驗證。這一結論得到以往應激源對應對效能影響［21］的相關研究支持，同時支持了應對效能的中介效應模型。應對效能是自我系統信念的重要變量，是個體能否成功應對應激事件的信心，是對自己應對能力的評價。當裁判員具備較高的應對效能時，將更有信心應對比賽過程中出現的各種應激事件，應激源對裁判員判罰決策的影響因應對效能的介入而得到改善。因此，培養足球裁判員處理應激事件的能力，提高裁判員應對效能，從而降低應激源對決策滿意度的影響。

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3.4 應激源通過積極應對方式和應對效能影響決策滿意度

此外，研究結果進一步發現，積極應對方式和應對效能在足球裁判員應激源與決策滿意度之間起鏈式中介作用，即應激源可以依次通過積極應對方式和應對效能的鏈式中介作用間接影響足球裁判員決策滿意度。假設H4 成立。該結果進一步支持了采取積極應對方式有利于個體應對效能的提高，同時擴展了足球裁判員判罰決策的認知模型，即執法壓力（應激源）是通過影響應對方式來影響個體認知評價（應對效能），最終影響判罰決策。另外，值得思考的是，本研究發現積極應對方式與應對效能的關系與以往研究結果不同［22］。原因可能是足球裁判員面對不同執法環境中出現的各種應激事件，需要依據比賽規則迅速作出判罰和進行妥善處理，為保證比賽的順利進行往往促使他們更傾向于采用積極的應對方式進行處理，以保護被侵犯人員的利益并對犯規人員進行處罰，避免引起事件擴大化。當裁判員采用積極的方式對應激源進行有效處理之后，通過不斷自我對話、反思等方式不斷增強處理應激事件的信心，提高自身應對能力，進而體驗更高的判罰決策滿意度。

綜上，本研究在前人研究的基礎上，進一步揭示了應激源對足球裁判員決策滿意度的作用機制。從理論角度來看，研究結果支持了應激CPT 理論模型，進一步表明了執法壓力、應對方式和認知評價之間的復雜互動過程，以及對個體行為產生的效果。為足球裁判員有效應對執法壓力和提高判罰決策滿意水平提供理論指導。從實踐角度來看，在培養足球裁判員過程中，應在正確學習和運用規則的基礎上，重視裁判員應對能力的訓練。通過創設執法比賽中各式各樣應激事件，增加裁判員處理應激源的機會，引導裁判員采用積極的應對方式，進而提升處理應激源的自信程度、勝任力和認知水平，避免應激源對判罰決策的影響，以保證比賽公平公正的順利進行。

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4 結論

1）足球裁判員應激源、積極應對方式、應對效能和決策滿意度之間兩兩顯著相關，且應激源能顯著負向預測決策滿意度。

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2）積極應對方式和應對效能在足球裁判員應激源與決策滿意度之間起顯著的中介作用。具體為3 條中介路徑：一是積極應對方式的單獨中介作用；二是應對效能的單獨中介作用；三是積極應對方式和應對效能的鏈式中介作用。