中超聯賽U23政策背景下適齡球員的競技表現及其對比賽的影響

部義峰，黃 棟，趙 剛

2017年中國足球協會（簡稱“中國足協”）出臺的U23政策引起廣泛關注。2017賽季，U23政策要求各俱樂部每場比賽出場2名U23球員，其中至少要有1名U23球員首發，但政策實施過程出現諸多漏洞。到2018賽季，中國足協對U23政策進行了修改，變更為U23球員出場人數不少于外援出場人數，意圖通過政策杠桿強制為U23球員爭取更多比賽機會，以提高球員競技能力水平。但事實上，U23政策實施以來是否實現了既定的政策目的？是否提高了球員競技水平還不得而知。對于教練員來講，U23球員是否會影響球隊整體水平，其上場比賽時間、上場時間節點是否影響比賽勝率也還沒有證實。因此，對2017—2018年兩個賽季U23球員的競技表現及其對比賽的影響進行研究具有重要意義，可為完善U23政策體系以及U23球員參賽策略提供重要參考依據。

通過梳理文獻可知，有關U23政策執行效果的研究主要有以下方面。（1）政策執行效果。科學的政策方案與執行組織體系、健全的聯賽機制與運行機制可有效推動足球職業化、市場化和社會化的良性循環。楊獻南[1]以自組織理論為基礎，闡釋了我國職業足球接軌國際自由轉會制度已經成為發展的路徑選擇，U23政策及注冊轉會調節費用等規定保護了年輕球員的發展空間，規范了俱樂部引進外援以及球員轉會等行為，保障了職業足球的可持續發展。（2）政策執行出現的問題。公共政策執行過程中，因受主、客觀因素影響，致使其行為效果偏離政策目標產生反效果現象。徐家林[2]認為職業運動員行為的失范凸顯了我國職業體育的失范，這要歸根于職業體育制度的偏差，U23新政實施以后，“閃換”現象的應對策略彰顯了管理制度精確性的缺乏。還有研究論述了U23新政的合理性，毛景[3]認為U23新政政策從勞動法層面侵犯了U23以上球員勞動關系存續期間的平等就業權，使其在轉會市場喪失應有的談判話語權，違背了足球職業聯賽的發展規律。多元監督機制的嚴重缺陷，導致政策執行“虛監”“漏監”等風險的提升，王沂[4]指出高薪引進外援是職業足球發展的必然，但轉會市場溢價率的提高及監督體制不健全驅動了政策執行效果偏離預期目標。為進一步評估政策合理性，楊鑠[5]利用Logistic模型分析了各國運動員聯賽首次出場年齡與未來代表國家隊比賽并成為國家隊重要成員之間的概率分布情況，認為U23政策阻斷了不同年齡段球員之間的競爭機制。王嘯[6]通過最小二乘法建構模型并探討了足協新政與受眾消費需求之間的聯動關系，提出U23球員出場人數與比賽上座率呈負向關系，足協亟需在鍛煉新人、落實政策和刺激消費三者之間取得平衡。這些研究從不同角度評估了政策對聯賽的影響，為新政完善提供了理論支撐。（3）U23球員的競技表現。由于新政實施時間較短，鮮有研究關注到政策執行對U23球員競技表現的影響，游夢佳[7]基于描述統計建立了OLS回歸模型，對2017賽季、2018賽季年輕球員使用情況進行研究，發現2018賽季U23政策執行效果優于2017賽季，在一定程度上對年輕球員的培養發揮了積極影響，但受益對象具有局限性。該研究主要通過回歸模型測算U23出場時間，認為U23球員整體水平亟待提升，但研究內容缺少了對年輕球員競技表現本身的關注，還不能確定U23政策對年輕球員競技表現的影響。王銘欣[8]基于經濟學視角并結合雙重差分估計方法及廣義排序logit模型進行了實證，結果表明新政降低了U23球員比賽表現，也降低了球隊在比賽中的技術使用效率，同時影響了教練員對球隊整體技戰術的安排。

通過文獻梳理可知，關于U23球員運動表現的研究還比較匱乏，已有研究所使用的競技表現指標相對較少，樣本選取的時間跨度也較短，對于全面深入評估U23球員競技表現及其對比賽結果的影響還缺少實證。足協新政出臺后，“開放”與“保護”二元命題成為行業與學界的熱點問題，政策執行利弊爭議不斷。從當前研究看，大部分學者主要對U23政策產生的正、負效應進行了規范分析，其主要內容聚焦于政策的應然與實然，還難以證實新政提升U23球員競技水平的有效性。中國足協推出U23政策的目的在于通過強制性措施保障年輕球員的上場時間，以提高他們的競技水平，但在政策執行過程中出現“失真”現象，教練員為了應對U23政策對球隊整體競技水平帶來的影響，經常采用“少上場、晚上場”的應對策略。事實上，U23政策是否有效？教練員應對策略是否有效？U23球員競技表現對比賽勝負是否有影響？這些問題一直未得到證實。鑒于此，本研究提出以下研究假設：（1）U23政策提高了球員競技表現；（2）U23球員的“少上場、晚上場”策略會影響比賽結果；（3）U23球員競技表現會對比賽勝負概率產生影響。

1 研究設計

1.1 研究對象

以2017賽季和2018賽季中超俱樂部U23球員為研究對象，為評估他們在時間序列上競技能力的變化，選擇兩個賽季均上場的U23球員。經過篩選后，符合標準球員的共計34名。

1.2 樣本和變量

樣本選取2017賽季、2018賽季中超聯賽兩個賽季的480場比賽。U23球員的指標與數據由中超聯賽官方合作伙伴AMⅠSCO公司提供。AMⅠSCO公司是移動跟蹤技術和專業足球分析解決方案的發明者和世界領先者，其提供的足球比賽分析數據具備較高可信度。

研究變量主要包括2017—2018年兩個賽季各球隊均出場的34名U23球員的場次比賽結果和對應賽季U23球員的技、戰術指標數據。基于數據的可獲得性，共選取了11項技、戰術指標。按照指標性質將其分為3類，分別為：進攻射門類變量、進攻組織類變量以及防守類變量[9‐11]。為了明晰概念，對相對模糊的幾個概念進行界定如下：“傳威脅球”是指控球方持球隊員將球傳給隊友，并打破對方防守平衡的傳球；“解圍球”是指防守方球門受到威脅時，防守隊員將球攔截并踢出危險區域的行為；“突破”是指持球隊員通過運球越過防守隊員并擺脫防守的行為。

1.3 研究方法

1.3.1 符號分析 將2017和2018賽季中超聯賽480場比賽導入Sports Code技戰術分析軟件中，對U23球員場上技、戰術及上場時間節點等參數進行標注，然后以矩陣形式呈現官方機構未公布的指標數據。最后再從搜達足球數據庫提取相關數據完成對進攻射門類變量、進攻組織類變量以及防守類變量等指標的統計。

1.3.2 數據統計與分析 將獲取的相關數據導入SPSS 24.0進行統計學分析，具體步驟如下。

第1步：對中超聯賽2017賽季、2018賽季各隊U23球員比賽技、戰術指標數據進行描述性統計，通過配對樣本T檢驗（Paired Samples t‐Test）對兩個賽季均值差異性進行檢驗。

第2步：基于技、戰術指標符合正態分布的條件下，進行Pearson相關分析，根據兩兩非參數相關系數及其檢驗結果，分析技、戰術指標與比賽結果的相關性以及變量之間的影響程度。

第3步：通過判別分析篩選影響比賽勝、平、負的關鍵技戰術指標。本研究主要采用多元線性判別模型（Multiple Linear Discriminant Analysis），在判別分析中采用逐步判別模式對具有顯著性的技、戰術指標進行分析，比賽結果（勝3、平2、負1）被選用為分組變量，有顯著性差異的技、戰術指標被選用為自變量，變量的挑選采用維爾克斯法（Wilk’s Lambda），使用F值作為挑選自變量進入或剔除模型的標準，即要輸入的最小偏F為3.84，要除去的最大偏F為2.71。

第4步：采用多元邏輯回歸分析中的有序回歸模型（Ordinal Logistic）進行統計與分析，設定比賽結果（勝3、平2、負1）為因變量，U23出場時間、出場時間節點以及篩選出的關鍵技、戰術指標被選用為自變量并在模型中被定義為主效應，此模型用以判別各項技、戰術指標與獲勝概率的對數線性關系。在模型中，Alpha值皆被設定為0.05。為進一步研究U23對比賽勝負概率的影響，對經過逐步判別分析篩選出的能夠影響比賽勝負的關鍵指標進行賦值（見表1）。

表1 Logistic回歸變量賦值情況一覽表Table 1 List of the Assignments of Logistic Regression Variables

2 研究結果

2.1 新政實施后U23球員的競技表現變化

自新政實施兩個賽季以來，U23球員的出場情況見表2。通過比較2017賽季和2018賽季U23球員的比賽統計指標可知，場均射正、進球等進攻類指標以及場均解圍、黃牌、紅牌等防守類指標相比2017賽季呈現逐步上升趨勢，但差異無統計學意義（P＞0.05）；場均時間、射門、威脅球、過人等進攻類指標以及場均犯規、被犯規等防守類指標無明顯變化。從兩個賽季的比賽表現數據看，U23球員的運動表現并沒有發生顯著性改變，這提示，在U23政策的干預下，2018賽季U23球員的競技能力與2017賽季相比沒有實質性提升，政策效果未達到預期目標。

表2 2017—2018兩個賽季均上場U23球員出場數據一覽表Table 2 List of U23 Players'Average Playing Da‐ta of the Two Seasons 2017—2018

2.2 U23球員競技表現與比賽的關系

2.2.1 U23球員競技表現與比賽結果的相關性 通過對進攻、防守指標與比賽結果的相關分析發現，射正（r=0.09，P<0.05）、進球（r=0.12，P<0.01）及威脅球（r=0.08，P<0.01）3項進攻指標與比賽結果呈低度正相關；出場時間、射門和過人等指標與比賽結果相關程度接近無關（P＞0.05）。對于防守指標，僅有解圍（r=0.10，P<0.01）單個防守變量與比賽結果呈現低度正相關；犯規與被犯規2項技術指標與比賽結果呈低度負相關，但不具有統計學差異。在U23球員的位置安排上，兩個賽季U23中場位置占比最高（分別為59.15%和49.52%），守門員位置安排最少（分別為0和1.9%）；相比2017賽季，2018賽季前鋒、中場位置均呈下降趨勢（由18.31%降至13.33%、59.15%降至49.52%），后衛、守門員位置相對增加（由22.54%增至35.24%、0增至1.9%）。U23場上位置（r=0.08，P<0.05）的安排與比賽結果呈低度正相關，提示U23球員出場位置在一定程度上影響比賽勝負。

2.2.2 U23球員影響比賽結果的關鍵競技指標 為進一步確定U23球員進攻、防守等變量與比賽結果的關系，將上述相關分析中具有顯著性差異的技戰術指標作為自變量，比賽結果作為因變量進行判別分析。結果顯示，有3項指標對比賽勝負的判別能力較強，分別為進球（F=6.81，P=0.00<0.01）、射正（F=6.02，P=0.00<0.01）兩項進攻指標和解圍（F=6.37，P=0.00<0.01）一項防守指標。通過函數式計算各觀測值的具體空間位置發現（見表3），2017—2018年兩個賽季射正、進球和解圍在判別比賽結果時均起到正向作用，且防守指標影響最大。判別函數特征值及顯著性檢驗表明，U23球員的射正、進球和解圍是影響比賽結果的關鍵競技指標，對比賽結果產生了一定程度影響。

表3 2017—2018賽季標準化與非標準化判別函數系數一覽表Table 3 List of Coefficients of Standardized and Non-standard‐ized Discriminant Functions for the 2017-2018 Season

2.3 U23球員參賽策略及其競技表現對比賽的影響

為進一步實證U23球員競技表現對比賽結果的影響以及“少上場、晚上場”參賽策略的有效性，建立了球員上場參數與運動表現參數兩類變量的Logistic回歸模型。從結果可知，兩個賽季Pearson統計量（P=0.09＞0.05）和Deviance偏差統計量（P=0.10＞0.05）的S ig均大于0.05，不能否定零假設，說明回歸模型檢驗結果具有良好擬合度。

結果顯示，（1）U23球員在場時間不同對比賽獲勝概率的影響微弱且無統計學意義，比賽中出場時間等級為1（≤30 min）和2（31～60 min）的獲勝概率僅是等級3（＞60 min）的0.87倍和0.73倍，結果證實U23球員“少上場”對比賽獲勝概率的影響較小且不存在統計學意義。（2）U23球員上場的時間節點不同對比賽獲勝概率的影響較小且無統計學意義，上場時間節點等級為1（0～15 min）與4（45～60 min）時影響比賽獲勝的概率為等級6（76～90 min）的0.78倍與0.73倍，上場時間節點為2（31～45 min）的樣本量為0，上場時間節點等級為3（31～45 min）對比賽獲勝概率的影響最大，僅為等級6（76～90 min）的0.44倍，但未表現出統計學意義；上場時間節點為5（61～75 min）與6（76～90 min）對比賽勝負概率的影響相同，結果證實了U23球員“晚上場”對比賽獲勝概率的影響較小，而且也不存在統計學意義。

在競技表現層面，有序邏輯回歸結果顯示：（1）U23球員射正越多，比賽獲勝概率越大，射正等級為1的獲勝概率僅是等級為2的0.66倍。（2）U23球員進球次數累計越多，比賽獲勝概率越大，進球等級為1的獲勝概率僅是等級為2的0.43倍。（3）U23球員解圍越多，比賽獲勝概率越大，解圍等級為1的獲勝概率僅為等級為2的0.48倍。在上述指標中，進球與解圍具有統計學意義，但射正無統計學意義。

根據研究結果，可以建立U23球員上場參數以及運動表現參數的模型如下：

Logit（P比賽結果=1）=logit（P/比賽結果=1）/（1‐（P/比賽結果=1））=‐2.67+（‐0.14）·（出場時間=1）+（‐0.31）·（出場時間=2）+（‐0.25）·（上場節點=1）+（‐0.83）·（上 場 節 點=3）+（‐0.31）·（上 場 節 點=4）+（0.00）·（上場節點=5）+（‐0.41）·（射正=1）+（‐0.85）·（進球=1）+（‐0.73）·（解圍=1）

Logit（P比賽結果=2/3）=（logit（P/比賽結果=1）+（P/比賽結果=2））/（P/比賽結果=3）=‐1.66+（‐0.14）·（出場時間=1）+（‐0.31）·（出場時間=2）+（‐0.25）·（上場節點=1）+（‐0.83）·（上場節點=3）+（‐0.31）·（上場節點=4）+（0.00）·（上場節點=5）+（‐0.41）·（射正=1）+（‐0.85）·（進球=1）+（‐0.73）·（解圍=1）。

3 討論

3.1 U23政策對適齡球員競技能力的影響

通過放寬外援引進的新政規制獲取提高賽事競技水平以及聯賽熱度的短期功利性利益，還是實行嚴格的配額制度以鼓勵年輕球員的培養，中國足協作為政策制定者在“開放”與“保護”命題之間不斷權衡、博弈與折衷[6]。通過高薪引進外援提高聯賽水平以及觀賞性的同時，也造成了急功近利狀態下的非理性發展模式[12]，在為年輕球員提供過多“襁褓”政策的同時，也造成了年輕球員競爭努力激勵的下降，由此，政策執行利弊爭議不斷。本研究表明，在11項技戰術統計指標中，射正、解圍、紅牌3項指標較2017賽季呈現顯著上升趨勢，上升率超過20%，進球、黃牌攻防指標同步上升幅度較小，變量均無統計學差異，兩個賽季U23球員的技、戰術表現沒有出現顯著性變化。結果提示，U23政策對年輕球員實施“配額保護”的政策效益甚微，特別是在新政剛實施時，有的教練員為了應對U23球員水平不高而且又要必須上場帶來的負面影響，僅僅讓他們象征性的出場參賽，導致出現“閃上閃下”等違背政策初衷的現象，不僅無法促進年輕球員競技表現的提高，而且還會對他們的成長帶來心理上的負面影響。“上有政策，下有對策”的U23政策實施現象致使執行效果偏離預期目標和最優狀態，政策的功過利弊是足球現實條件與發展規律的兩相作用使然，“開放”與“保護”二者之間的有序平衡仍是中超聯賽亟需破解的難題。政策制定者應該及時對政策執行效果進行評估，綜合考量政策利弊，減少對聯賽的主觀干預。同時，政策制定主體應該與政策客體建立溝通協商機制，在決策時充分征求俱樂部、球員等利益相關者的意見，形成利益與責任共同體，避免政策執行中的“失真”；俱樂部作為政策執行者，應遵循職業足球的發展規律，力所能及的保障各年齡段球員參加高水平競賽的機會，為年輕球員提供成長平臺。

3.2 U23球員參賽策略對比賽的影響

“博斯曼法案”的出臺，促使體育法效力邊界受到極大地消解，為跨國資本主義爭取實現全球體育人力資源最大化掃清了制度障礙，導致職業足球俱樂部形成“馬太效應”，弱者恒弱，強者恒強[13]。“開放”促進了球員在全球范圍內的流動，“保護”分化了各俱樂部的經營管理，理性引援與人才培養二級分化現象成為各俱樂部解決的難題。在國內，中國足協出臺了U23政策，“金元足球”與“配額保護”成為爭議話題。職業足球市場的虛假繁榮、高薪引援背后俱樂部的經濟負擔及后備人才的培養擱置均成為競爭機制不平衡的導火索。在U23球員強制性出場前提下，教練員存有對U23球員競技能力低的刻板印象，并認為整體水平滯后的U23球員上場后會迫使預先最優組合方式發生偏差，會提高團隊協調配合的成本，降低比賽攻防的技戰術效率，因此主教練在比賽中對U23球員采用“少上場、晚上場”的參賽策略。但本研究顯示，中超聯賽U23球員出場時間以及出場時間節點對比賽獲勝概率的影響較弱，尤其在出場時間節點上，比賽最后15 min出場與最后30 min出場對比賽勝負的影響從概率上看無任何差異。但是在實際比賽的換人安排上，教練員往往在球隊處于平局甚至領先且主力隊員產生疲勞時也不會換上U23球員，只有在比賽臨近結束階段，為了應對U23政策或者比賽結果很難再發生改變時才會將年輕球員換上。本研究證實了教練員利用政策漏洞壓縮U23球員出場時間、推遲U23球員出場時間的策略并沒有帶來預期的比賽效果，證明教練員對U23球員的刻板印象存在認知偏差。國外已有研究證實，足球比賽中的即時比分情況會顯著影響換人的時間節點及換人方式[14]，而且在實施換人策略后球員的競技表現呈現出顯著提升現象[15]。由此可知，實施換人策略對球隊比賽結果影響顯著，教練員在比賽過程中應動態調整球隊戰術安排及執行最優化換人決策，改變對U23球員的刻板印象，幫助他們融入球隊的技戰術體系，在實戰中提高競技水平。

足球比賽中球員的位置分工各不相同，因此對球員的技戰術要求也不相同，前鋒位置要求具備最強射門得分、空中爭搶、善于快速反擊以及搶點射門等高效進攻能力，中場球員則要具備高強度跑動和反復高強度跑動能力，中后衛球員要有出色的預判能力與正面防守能力以及出色的組織能力，三個位置在比賽陣型中形成的中軸線會發揮關鍵作用，因此在中超聯賽中形成的“前鋒—前腰—后腰—中后衛”外援使用策略占據了參賽優勢，嚴重擠壓了國內球員在關鍵位置上的參賽機會。對U23球員來講，因教練員持有競技能力水平低的刻板印象，所以對其使用安排以中場位置居多，加之出場時間及上場時間節點受限，使得他們在比賽中難有良好發揮，導致了U23球員競技表現與比賽結果的弱關聯。

3.3 U23球員競技表現對比賽的影響

在比賽中，比賽技戰術指標直接影響球隊的競技表現，是影響比賽勝負的關鍵因素[16‐17]，可以通過考察比賽結果與運動表現的關系篩選影響比賽的關鍵指標，探索制勝規律[9，18‐19]。研究證實，在歐洲足球冠軍聯賽[20]、西班牙足球甲級聯賽[9]和世界杯[18]比賽中，進攻組織變量中的射門、射正、進球3項指標是影響比賽勝負的關鍵指標。本研究顯示，U23球員進球、射正、威脅球、解圍等指標與比賽結果相關，但表現為極度低相關，其他技戰術指標與比賽結果則不存在關聯性。通過判別分析進一步深入分析發現，對于U23球員來講，對比賽結果產生直接影響的指標僅包括進球、射正兩個進攻類指標以及解圍一個防守類指標。在影響程度上，射正、進球及解圍3項技戰術指標每增加1個等級，比賽獲勝概率顯著提升。理論上看，越多的射門機會和射門嘗試，越容易提升比賽勝率，但對于U23球員，射門數量并未成為其影響球隊勝負概率的關鍵指標，一方面是由于教練員往往安排他們作為中場隊員參賽，缺少射門機會所致；另一方面是由于他們競技水平相對其他球員較低，所形成的射門數量過低造成的，統計結果表明，兩個賽季的場均射門數量僅為0.37次。關于德國足球甲級聯賽[21]和2014年巴西世界杯[18]的研究證實，進球是比賽的直接目的，射門質量而非數量是決定足球比賽勝負的關鍵因素[19]。在防守方面，U23球員通過有效合理的解圍限制對手在進攻端制造射門機會，降低了失分概率，由于他們整體競技水平有限，在所有的競技表現指標中，解圍可以直接限制對手得分，因此成為U23球員影響比賽的關鍵變量。

足球比賽是一個復雜的動態系統，多種情境因素同時影響比賽進程與結果，結果性變量直接影響比賽得分，而過程性變量首先會影響結果性變量，進而影響比賽得分。由于U23球員在組織進攻階段影響較小，所以在組織進攻階段發生的過程性變量未成為影響比賽勝負概率的關鍵變量，但并不代表過程性變量對比賽結果不重要，傳球、成功傳球率以及威脅性傳球次數均是影響結果性變量的重要自變量，U23球員要想提高競技水平與運動表現，增加對球隊的貢獻度，必須有效融入球隊技戰術體系。基于此，教練員可以根據U23球員影響球隊的關鍵指標統籌設計球隊的技戰術訓練，一方面落實U23政策，為年輕球員提供參加高水平競賽的機會，另一方面在落實政策時最大程度保障球隊的整體競技水平。

4 結論與建議

（1）U23政策的修改沒有帶來U23球員競技水平的顯著提升，“配額保護”收效甚微，政策執行效果偏離預期目標。建議相關部門進一步權衡好“保護”與“開放”二者之間的有序平衡。（2）為了應對U23政策，教練員采取減少球員出場時間、推遲球員上場時間節點的應對策略未產生預期效應，教練員對U23球員影響比賽勝負的刻板印象存在認知偏差。建議教練員根據比賽實際需要靈活選擇U23球員上場時間。（3）射正、進球以及解圍是U23球員影響比賽勝負的關鍵指標，在正式比賽和訓練實踐中教練員可以根據U23球員的競技能力、對手實力及球隊比賽戰況進行合理安排，以充分發揮U23球員影響比賽的關鍵能力。