主教练特征与球队表现的关系研究——来自1998-2018年世界杯的经验证据

刘天鹏

(1. 华东师范大学经济与管理学部，上海 200062；2.南通职业大学经济管理学院，江苏南通 226007)

0 引言

影响世界杯成绩的因素很多，主教练执教因素是其中关键一环.运动员“技不如人”或“技术超人”并不就决定胜负,足球教练员的作为也是球队战斗力中不可缺少的重要因素[1],“世有伯乐，然后有千里马”.有远见的领导会构思一个美好的前景，在团队中营造共鸣思想，带领不同能力、不同心态、不同个性的员工朝共同的目标努力去实现组织的最终目标[2].中国足球改革与发展，教练员培养是很重要的，很紧迫的[3].

从微观层面看，主教练作为教练团队中最具影响力的成员，其个人决策会对球队的球员人选、战术打法、训练安排等产生决定性影响.Hadley等(2000年)在一项关于NFL教练效率的研究中发现教练效率可以作为经验来衡量，更高效(经验丰富)的主教练可以帮助球队赢得额外的3到4场比赛[4].Bridgewater等(2011年)也证实，使用英国足球数据，管理效率可以提高生产力[5].现有研究表明，主教练对球队表现会产生影响，但现有基于主教练个人特征的研究较少.主教练的内部特征包括个性、兴趣爱好、品质等，但却是很难观察的，借鉴魏刚等(2009年)对独立董事的研究[6]，本文只研究主教练的外部特征即“标签背景”.那么，主教练的资历中这些外部显性特征对国家队世界杯表现究竟产生什么影响？本文选择1998-2018年6届世界杯的经验数据，实证检验了主教练特征中三项维度特征与球队世界杯表现的关系.研究表明，执教时长与球队世界杯表现显著负相关，而对国家队的熟悉程度及执教名气程度与世界杯表现正相关，并且在剔除卫冕冠军及初次参加世界杯的球队后关系变得更显著.进一步研究考察主教练对成绩的提升方面，发现执教时长与成绩提升成显著负相关，而对国家队的熟悉程度和执教名气程度与成绩提升正相关.

本文的贡献在于：①将主教练特征界定为执教时长、对国家队的熟悉程度和执教名气程度三个维度，研究其对世界杯表现的影响，前期文献研究国家队主教练的带队绩效的多从领导力等理论方面，而本文尝试对主教练特征中这三个维度进行量化，考察其对世界杯表现及成绩提升两个方面的影响.②借鉴了职业生涯理论、高管激励、人力资源等方面的理论，尝试用这些理论来解释主教练的带队绩效，前期文献很多是研究俱乐部的，有很多停留在主教练特征的描述分析上而未进一步进行实证分析[7]，有些从俱乐部更换教练对成绩的影响角度来分析(更换后前4场获胜概率提升)[8]，或者是球权转换方面的研究[9]，亦有运动员对主教练能力的评价方面的研究[10],也有文献研究教练工作满意度和生活满意度之间的关系[11]，本文侧重考察主教练的绩效，丰富了对主教练的研究.本文的研究能够为国家队聘请合适的主教练提供经验证据.

1 理论分析与假设提出

借鉴有关CEO的职业生涯关注方面的研究，执教经历时间越长，职业生涯关注不够，导致经历投入可能不够.Fame(1980)认为在竞争的经理市场上，经理的市场价值决定于过去的经营业绩，从长期来看，经理必须对自己的行为负完全责任，因此，经理出于职业生涯的考虑在早期阶段将努力工作，提高声誉以利于后期收入的提高[12].Kreps and Wilson(1982)、Milgrom and Roberts(1982)等人将Fama的思想进行了模型化，证明了经理会在早期努力工作，因为这时经理市场还在评估经理的能力,但后期努力程度将低于有效率的水平，也就是说经理的努力程度与未来的任职时间有关系[13, 14].上述研究的结果很重要，因为他们做出继承决定或在职业生涯中进行思考并考虑什么决策将使他们能够在组织内存在异常行为的情况下保持其地位.最后，学者和从业者在考虑有意或无意的影响时，可以使用上述研究为员工实施个人行为政策[15].基于以上认识，提出假设：(1)主教练执教经历时长越长，国家队表现越差.本国联赛能为国家队备战大赛提供保障(左坤,2014)[16]，联赛对国家队存在供应效应(张兵，2011)[17].主教练曾在国家队的本土联赛执教，那么将熟悉这个国家的足球运作及人文特点，有利于主教练深入了解这个国家队.同时国家队的执教不同于俱乐部，那么有国家队执教经历的教练相比于没有国家队执教经历的教练而言，拥有经验优势,熟悉工作是做好工作的前提[18],打造一支成熟的球队是需要多个赛季来实现的[19].比如米卢蒂诺维奇带领多支实力不是很强的球队打入世界杯16强，与其熟悉国家队有一定关系.根据上述理论及直观经验，提出假设：(2)主教练越熟悉国家队，国家队表现越好.曾在五大联赛执教，本身已代表了执教能力得到高水平联赛的认可，另外曾经获得过重大执教荣誉也证明了执教水平.球队获得的收入与主教练的薪酬正相关[20].同时由于薪酬难以获得，或者薪酬的界定很难明细，有些披露未揭示是否是团队薪酬、是否是浮动薪酬、是否是税前薪酬，名气越大的教练通常薪酬也越高，此处用名气来衡量薪酬的大小是可行的.张维迎(1995年)证明了财富或者经理报酬可衡量经理的能力，经历作为经理成长历程的记录对能力的显示具有重要作用[21].从人类实践的经验中不难体会到这一点的重要性.现在几乎所有的企业在选择除毕业生以外的新员工时都特别强调相关工作经验，这一事实为经历显示能力的观点提供了支持.主教练和高层管理人员之间最强的联系是运动部门/公司的规模，寻求最有利可图的合同，以往的成功只是提高薪水的第一步，这些成就伴随着向更大的计划的转变，是建立更高薪酬水平的一种方式，与商业领域的高层管理人员一样[20].基于上述理论，提出假设：(3)主教练执教名气越大，国家队表现越好.

2 样本、变量与研究设计

2.1 样本与数据选择

考虑到主教练、球员信息的可获得性和研究需要以及从1998年世界杯开始赛制变为32支队伍分8组先小组赛后淘汰赛的缘故，本文选取1998-2018年的主教练特征及与其对应的球队的经验数据，来研究主教练特征对球队世界杯表现的影响.从国际足联官方网站查询到主教练名称，然后通过维基百科查询到其资历，球队球员信息通过国际足联官方网站查询，俱乐部信息通过维基百科、懂球帝app等查询并验证，均为手工搜集.

2.2 变量

2.2.1 球队表现变量 球队表现(perf)是一个复杂性系统(赵刚和陈超，2015年)[22]，但从比赛结果来看最重要的是官方排名及晋级情况，因此为了考察主教练特征对球队表现的影响，我们采用了两种成绩变量：球队积分成绩(score)和球队等级成绩(gscore)来衡量球队表现.积分成绩用每届世界杯各队的得分作为初始依据，即胜3，平1(点球大战的比赛以平局计分)，负0，然后从高到低排序后依次赋值到第1到第32名，为消除各届之间的偏差，取6届各名次的均值为积分成绩；考虑到杯赛注重晋级的因素，在上述成绩(score)基础上，3到4名取均值，5到8名取均值，9到16名取均值，小组未出线的球队亦取均值，形成等级成绩(gscore).

2.2.2 检验变量 本文把主教练特征分成三个维度，执教经历时长(ct)、对国家队的熟悉程度(cf)和执教名气程度(cs).执教经历时长为该届世界杯的年份减去主教练开始执教的年份.对国家队的熟悉程度采用是否执教过该国家队所在国联赛(exnclub)和是否执教过其他国家队两个指标(excon)加总.执教名气程度采用是否执教过五大联赛(exfclub)和是否获得过重要的执教荣誉(honor)两个指标加总.执教荣誉仅限于获得国家队层面的世界杯冠军、洲际杯冠军，和联赛层面的五大联赛冠军、欧冠冠军、丰田杯冠军.

2.2.3 控制变量 本研究控制了球员能力变量，巧妇难为无米之炊，球员水平无疑也是决定比赛的又一关键因素.球员能力(piv)难以准确衡量，通常而言效力的联赛水平越高球员能力越强，因此用球员的联赛背景来间接衡量球员能力，借鉴成守彬等[26]对联赛球队等级进行划分的思路，把联赛背景分为四类：A类为世界杯前效力于五大联赛的强队，参照十几年来五大联赛欧冠参赛资格及表现，英超、意甲及西甲前四、德甲前三、法甲前二的队伍视为强队.B类为效力于五大联赛其他球队；考虑到南美顶级俱乐部实力也很强，世界杯前一年南美解放者杯冠亚军的球员也归于此类.C类为效力于其他顶级联赛及五大联赛所在国(地区)次级联赛的球员.D类为非顶级联赛的球员，包括极少数无合同球员.由于D类球员极少，基于研究的方便，把D类归入C类.为了合理衡量，约束条件是效力于A类的球员必须在联赛中有过首发出场或者在欧冠联赛中有出场，否则降低为B类；效力于B类的球员必须在联赛中有过出场，否则降低为C类；C类不再降低.因为每场比赛每队换人名额只有3名(2018年世界杯加时赛可以再增1名)，主力球员的表现是球队表现的基础，用主力球员11人的能力值总数代表国家队球员能力.主力球员是指各届次世界杯首发出场次数超过本队比赛总场次一半以上并且出场时间超过本队比赛总时间一半以上的球员，并根据场上的具体位置确定11人.

使用刘天鹏和叶修群(2019)[23]的研究设计，假设球员能力值满分为1，按照每届世界杯每支球队11个主力队员的总体联赛背景的结构比例，用累积均值来近似的代表每类球员能力值.即A类球员水平处于上段，B类处于中段和C类处于下段.以1998年世界杯为例，32支队伍共352名主力，其中A类球员62人，B类球员100人，C类球员190人.则C类球员能力均值为190/352的一半，计算得出为0.2699；B类球员能力均值则在C类球员能力值上限之上，加上B类球员的结构比例的一半，即190/352+100/352*2，计算得出为0.6818；以此类推，计算出A类球员能力均值为0.9119.

2.3 模型设定

根据上述理论分析，我们设定如下计量方程：

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

式中，下标i、t分别表示球队与年份，perfit表示球队表现，此处我们选择积分成绩(score)和等级成绩(gscore)来表示；Xit为控制变量的集合；δi和γt分别表示个体与时间效应；εit为随机误差项.在该模型中，系数α、β、θ我们关注的重点，如果系数α显著为负，说明主教练执教时长对球队表现存在消极影响；如果系数β显著为正，说明主教练对国家队的熟悉程度对球队表现有积极影响；如果系数θ显著为正，说明主教练的名气程度对球队表现有积极影响.

3 实证研究结果

3.1 样本数据特征

表1报告了样本国家队数据的描述性统计分析结果.主要信息有：样本总共含有192支球队的信息，球队成绩最高值为18.83(即冠军球队成绩赋值)，主教练执教时长最长为42年，球队球员能力最大值为9.48.其他详细信息见表1.

表1 样本国家队的数据特征Tab.1 Data feature of sample national team

3.2 相关性检验

表2 Pearson相关系数表Tab.2 Table of Pearson correlation coefficients

注：***、**、*分别表示系数在 1%、5%、10%水平上显著.

Pearson相关系数矩阵显示：球队相对成绩、执教经历时长、对国家队的熟悉程度、执教名气程度、球员能力、是否东道主、五大联赛所在国、语言、国家队世界杯经验以及是否拥有巨星之间的相关关系；表2结果发现：执教经历时长与对国家队的熟悉程度、执教经历时长与名气程度之间存在相关关系，但是各个资历变量之间的相关系数均较小，相关系数均不大于0.4；而相关的统计结果显示：VIF值均远小于10，容忍度小于1，说明了各解释变量之间不存在多重共线性问题.同时，本文研究重点在于找出主教练特征中影响国家队表现的因素，而影响国家队表现的因素较多，且因研究角度的差异而有所不同，因此在回归分析中控制了球员能力等变量.

3.3 回归分析结果

由于部分解释变量为非时变变量，并且经过Hausman检验，本文采用随机效应(RE)模型实证检验主教练特征对球队表现的影响，估计结果如表3中2、3列所示.执教经历时长(ct)在积分成绩和等级成绩方程中均为负，且分别在5%和10%的显著性水平上显著，说明主教练的执教时间越长，球队在世界杯赛事中取得的成绩越差，原因可能是职业生涯末期不再关注就业市场导致努力程度不够，也可能是执教时间太长导致执教思路僵化，未能吸收好新的执教战术，也可能是执教时间长导致自己的执教方式战术安排等被对手充分研究了，H1得到验证.对国家队的熟悉程度(cf)的系数在积分成绩和等级成绩方程中均为正，且均在5%的水平上显著，说明主教练对该国本土联赛的熟悉以及对国家队执教情况的经验积累有助于率领球队在世界杯赛事上取得好的成绩，假设(2)得到验证.执教名气程度(cs)的系数在积分成绩和等级成绩方程中均为正，但关系不显著，说明教练是否执教过五大联赛以及是否取得过重大的执教荣誉对球队在世界杯上的表现有帮助但不够明显，H3没有得到验证.

对控制变量的考察发现，东道主优势(cd)的系数显著为正，说明存在主场效应，东道主球队更适应场馆和环境，受观众的支持更多，也可能存在裁判偏袒[25].顶级联赛国家(cwu)的系数为负，并且在积分成绩方程中显著，这可能是由于顶级联赛的溢出效应，为顶级联赛之外的国家培育了很多球星.官方语言(lan)的系数不显著，说明语言对比赛的影响很小，球员个人能有效与裁判沟通，或者在翻译的帮助下能较好地适应比赛语言环境.球队经验(exp)的系数均显著为正，说明国家队参加大赛的组织能力(包括酒店机票的预定，训练场的安排)对球队表现有一定帮助.巨星(tgs)的系数不显著，这可能是由于巨星会被对手重点盯防，围绕他们的战术安排得不到良好实施进而影响了球队表现.

为了验证上述结论的稳健性和可靠性，我们拟剔除掉卫冕冠军及首次参加世界杯的球队来进行稳健性检验.考虑到卫冕冠军魔咒，本次主力中的上次冠军球员荣誉追求动力不足，此外，首次参加世界杯的球队可能会由于欠缺大赛经验发挥不佳，因此，本文将上届冠军和首次参加世界杯的球队从研究样本中剔除，重新进行估计，估计结果如表3中第4和5列所示，执教经历时长(ct)的系数均在5%的水平上显著为负；对国家队的熟悉程度(cf)的系数均在5%的水平上显著为正；执教名气程度(cs)的系数依然为正，但不显著，这说明前文中的估计结果是稳健可靠的.

表3 回归分析结果Tab.3 Results of regression analysis

续表3：

项目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)时间效应控制控制控制控制N192192169169R20.4330.3890.4760.439

注：***、**、*分别表示系数在 1%、5%、10%水平上显著，括号内为t值.下表同.

3.4 进一步检验

为了检验主教练特征对球队成绩的提升效果，用球队世界杯国际足联官方排名的成绩值减去球队世界杯前一年国际足联官方年终排名(按决赛圈参赛32队重新依序排)的成绩值作为被解释变量.同样，采用积分成绩和等级成绩来衡量，稳健性检验也采用同一方式，实证结果见表4.

表4 中2、3列分别为调整后的积分成绩及等级成绩方程的回归结果，显示主教练的执教时长与球队排名提升程度成反向关系，并且分别在10%和5%的水平上显著；主教练对国家队的熟悉程度和名气程度的系数均为正，但不显著.4、5列为稳健性检验，可以看出主教练的执教时长的系数分别在10%和5%的水平上显著为负；主教练对国家队的熟悉程度的系数均为正，但是不显著；主教练的执教名气程度的系数均为正，并且等级成绩方程中在5%的水平上显著.验证了假设(1)，部分验证了假设(3).

表4 进一步检验结果Tab.4 Results of further inspection

续表4：

项目pscorepgscorepscorepgscore时间效应控制控制控制控制_cons-0.0690.741-0.2380.255(-0.04)(0.42)(-0.14)(0.14)N192192169169R20.1550.1390.1640.152

此外，本文还研究了主教练的年龄、球员时代的场上位置及球员时期是否是明星球员对球队表现的影响.研究发现，年龄与球队表现负相关但不显著，主教练职业生涯中球员阶段的场上位置及是否曾是明星球员也对球队的表现没有显著影响.

4 结论与启示

4.1 结论

主教练无疑是影响国家队大赛表现的重要因素，主教练的各项资历情况与球队表现呈现何种关系，有待验证.本文利用1998～2018年6届世界杯66支球队的非平衡面板数据，在控制了球员能力等因素后实证检验了主教练特征对球队表现的影响.研究发现，主教练执教时长越长，球队表现越差，对球队成绩的提升也显著负相关；主教练对国家队越熟悉越有利于球队的世界杯表现，也越有利于成绩的提升；主教练的执教名气与球队表现及成绩提升呈正相关关系，并且在剔除卫冕冠军及首次参加世界杯的队伍后关系变为显著.

4.2 启示

本文的研究结论为国家队选聘主教练提供了以下启示：(1)主教练若接近职业生涯末期，可能不利于提升国家队在世界杯大赛上的成绩；(2)有可能的话，选聘曾执教过其他国家队并且有本国联赛执教经历的主教练，有利于国家队在世界杯大赛上的表现；(3)在满足薪水预算的前提下选聘有执教名气的教练.本文尝试对主教练特征与国家队世界杯表现的关系进行研究，研究样本仅限于这6届世界杯正赛阶段的数据，主教练的资历对国家队洲际级杯赛及世界杯预选赛的影响可能不同.另外主教练特征的维度如何做到更科学划分，解释变量的量化标准怎样准确界定，杯赛的分组因素如何考虑，还有待进一步研究.