教練員更替能改善中國足球超級聯賽球隊的表現嗎?

王銘欣

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教練員更替能改善中國足球超級聯賽球隊的表現嗎?

王銘欣

運用2009—2015賽季中國足球超級聯賽的球隊數據，通過傾向得分匹配方法構造了與教練員更替相匹配的處理組與對照組的面板數據，并使用倍差法實證研究了賽季中途的教練員更替與球隊表現之間的因果關系。有兩個主要發(fā)現：1)教練員更替能夠顯著改善球隊的短期表現，使球隊的場均積分提高大約0.27分，以及勝率提高8.7%，但對于場均進球數和場均失球數沒有顯著影響；2)新教練員的個人特征對于教練員更替效應沒有顯著影響。因此，教練員更替是通過觸發(fā)球隊內部球員之間激烈競爭的機制從而改善球隊的短期表現。

中國足球超級聯賽；教練員；更替；球隊表現；配對倍差法

1 引言

近年來，隨著中國足球超級聯賽(簡稱中超聯賽)各俱樂部的運作資金投入大幅度增加，在提升中超聯賽的觀賞性和知名度的同時，也使得球隊之間的競爭日趨激烈。而在激烈競爭的環(huán)境之下，教練員往往成為球隊表現不理想的第一責任人而被俱樂部替換。當前，中超聯賽的教練員更替極為頻繁，如在2015賽季，16支中超球隊中就有12支在賽季中途或者賽季結束后更替教練員。那么，在中超背景下，頻繁的教練員更替能否帶來球隊表現的改善？如果能夠改善，其背后機制又是怎樣？這些問題對于評估當前各中超俱樂部的教練員管理工作是否合理，乃至對于整個職業(yè)足球運動的可持續(xù)發(fā)展都具有重要的現實意義。

盡管教練員更替是現代職業(yè)足球運動中的常見事件，但是來自全世界多個國家聯賽的經驗研究發(fā)現，教練員更替對于球隊表現的影響方向比較復雜。一些文獻發(fā)現，更替教練員能夠改善球隊表現。Balduck 等(2010)以比利時聯賽球隊作為研究樣本，考察了教練員更替對球隊質量和主隊優(yōu)勢的影響，發(fā)現能夠改善球隊質量的新教練員更能夠提升球隊的聯賽排名。Muehlheusser 等(2016)以德國聯賽球隊作為研究樣本，發(fā)現當球隊中各球員的能力更加同質時，教練員更替能夠提高球隊表現。也有一些文獻發(fā)現，更替教練員也可能危害球隊表現。這是因為，教練員需要時間了解球員能力和培育合理的比賽陣容，而更替教練員將意味著打破球隊原有風格的一致性和持續(xù)性。Audas 等(1997)和劉冰等(2009)分別以英格蘭各級聯賽球隊和中超聯賽球隊作為研究樣本，發(fā)現教練員更替反而降低了球隊的勝率。此外，教練員更替也可能對球隊表現不產生明顯影響。如果球隊的短期表現波動完全是由于運氣而非教練員自身原因，在這種情況下被解雇的教練員就成為了俱樂部管理層緩解輿論壓力的“替罪羊”。Maximiano(2012)對葡萄牙聯賽球隊、Wirl 和 Sagmeister (2008)對奧地利聯賽球隊、ter Weel(2011)以及van Ours 和van Tuijl(2015)對荷蘭聯賽球隊、De Paola 和 Scoppa(2012)對意大利聯賽球隊、Corea等(2012)對阿根廷聯賽球隊、Giraldo等(2013)對哥倫比亞聯賽球隊的研究等，都發(fā)現教練員更替并不顯著影響球隊表現。

盡管大多數現有文獻都沒有發(fā)現教練員更替能夠改善球隊表現的證據，但目前還比較缺乏在中超聯賽背景下對相關問題所進行的經驗分析。為此，本文以2009-2015賽季的中超聯賽球隊為研究樣本，實證考察教練員更替與球隊表現之間的關系，并探討其中的影響機制。這一研究主題所面臨的一個挑戰(zhàn)是如何解決實證分析中出現的內生性問題，從而正確識別教練員更替與球隊表現之間的因果關系。首先，前期表現不佳的球隊更傾向于更替教練員，因此，教練員更替是一個“自選擇”過程，而并非隨機事件；其次，在構建實證分析的計量模型時，除了關注教練員更替變量是否對球隊表現產生影響，還需要控制與球隊本身特質有關的其他變量，但有些變量往往難以量化(如俱樂部文化)，而忽視這些變量將造成遺漏變量問題；最后，是“均值回歸”的統(tǒng)計學現象，即前期表現低于均值的球隊往往在后期具有向均值回歸的趨勢，而這種表現改善趨勢與球隊是否更替教練員無關。為了解決上述的內生性問題，本文使用傾向得分匹配-倍差法(PSM-DID)進行回歸分析，將發(fā)生教練員更替的球隊(處理組)在更替前后的表現與條件相似的但沒有發(fā)生教練員更替的球隊(對照組)進行比較。結果顯示，教練員更替能夠顯著改善球隊表現。進一步研究發(fā)現，這種改善效應與教練員的個人特征無關，表明球隊更替教練員之后，觸發(fā)了球隊內部球員之間對上場機會的激烈競爭，從而提高了球隊的整體表現。

目前，在中超聯賽背景下，定量研究教練員更替與球隊表現關系的文獻只有劉冰等(2009)一篇，他們以1994-2006賽季作為時間跨度，采用多元回歸方法發(fā)現教練員更替對球隊當期的勝率產生負面影響，而且，教練員能力因素對球隊表現具有明顯提升作用，而年齡因素作用并不明顯。他們的分析表明，由于頻繁更替的教練員與球隊之間未實現最佳的默契程度，影響了更替教練員效應的充分發(fā)揮，容易導致球隊表現陷入惡性循環(huán)。與該文獻相比，本文研究主要有兩個特點。第一，本文樣本選取的時間跨度為2009-2015賽季。這一時期，中超各俱樂部在引進教練員方面展開了更加激烈的“軍備競賽”，引進了里皮、斯科拉里、埃里克森等具有世界一流球隊執(zhí)教經驗的教練員，所以，這一時期的中超聯賽教練員的平均能力水平明顯高于前期。本文發(fā)現，教練員更替與球隊表現之間的關系在這一時期逆轉，得到與現有研究不同的結論。第二，在研究方法方面，多元回歸方法可能會因為前文所述的內生性問題而無法識別教練員更替與球隊表現之間的因果關系，而本文使用傾向得分匹配-倍差法進行計量分析，能夠有效解決上述內生性問題。本文結構如下：第二部分是實證模型和數據說明；第三部分是實證結果與分析；第四部分是穩(wěn)健性檢驗；第五部分是結論與政策含義。

2 實證模型和數據說明

2.1 實證模型

直觀上，為了研究教練員更替是否改善了球隊表現，需要比較更替了教練員的球隊在發(fā)生更替前后兩個時間段的表現變化。但是，直接進行簡單比較可能由于以下原因而導致內生性問題，從而無法得到恰當的結論。首先，是教練員更替并非隨機事件，因為更替教練員的球隊往往是成績不理想的球隊。因此，本文采用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)，以球隊年齡、球隊上賽季聯賽排名、賽季虛擬變量以及更替發(fā)生階段虛擬變量作為匹配標準，在匹配標準相似的更替教練員球隊與未更替教練員球隊之間進行匹配，從而模擬出兩組樣本的隨機環(huán)境。然后，考慮到遺漏變量問題和“均值回歸”的統(tǒng)計學現象，本文進一步使用倍差法(difference-in-difference，DID)進行回歸估計，通過比較更替教練員球隊與未更替教練員球隊的表現差異，考察教練員更替與球隊表現之間的因果關系。

本文以發(fā)生教練員更替的球隊作為處理組和未發(fā)生教練員更替的球隊作為對照組。具體而言，對于某個特定賽季，本文把球隊樣本分為4組：更替前的對照組、更替前的處理組、更替后的對照組和更替后的處理組。設置時期t和處理組treatment2個虛擬變量來度量這種樣本劃分，其賦值規(guī)則分別為：更替教練員之前為t=0，之后為t=1；對照組treatment=0，處理組treatment=1，即

在樣本分組的基礎上，倍差法的基本回歸方程設定如下：

Yist=β0+β1×treatmentist+β2×tist+β3×treatment_tist+βn×controlist+εist

(1)

其中，下標i、s和t分別表示球隊、賽季和時期。被解釋變量Yist表示球隊表現，用球隊的場均積分、勝率、場均進球數和場均失球數等指標表示。controlist表示一系列控制變量，包括球隊年齡teamage、球隊上賽季聯賽排名的對數lnranking、賽季固定效應和球隊固定效應。εist為隨機誤差項。本文重點關注交互項treatment_tist系數β3，它度量了教練員更替對球隊表現的影響，即教練員更替效應。出于簡化需要，忽略控制變量的影響，則教練員更替效應的具體解釋如下：

在對照組(treatment=0)，由(1)式可知，教練員更替之前(t=0)和之后(t=1)的球隊表現分別為：

當t=1，教練員更替之后

因此，在教練員更替前后期間，對照組的球隊表現變動為β2。同理，在處理組(treatment=1)，由(1)式可知，教練員更替之前和之后的球隊表現分別為：

當t=1，教練員更替之后

因此，在教練員更替前后期間，處理組的球隊表現變動為β2+β3。所以，教練員更替對球隊表現的凈效應等于處理組的球隊表現變動減去對照組的球隊表現變動：(β2+β3)-β2=β3，即交互項treatment_tist的系數。顯然，β3顯著為正表明教練員更替改善了球隊表現，β3顯著為負表明教練員更替損害了球隊表現，β3不顯著表明教練員更替對球隊表現沒有明顯影響。

倍差法的操作簡單且邏輯清晰，已經被廣泛應用于各類公共政策效果評估中，如徐現祥等(2007)采用該方法探索了省長、省委書記異地交流對流入省區(qū)經濟增長的影響，周浩和鄭筱婷(2012)研究了中國鐵路提速對鐵路沿線城市經濟增長的影響，蔣冠宏和蔣殿春(2014)研究了中國企業(yè)對外投資是否促進了企業(yè)出口，韓超和胡浩然(2015)研究了清潔生產標準規(guī)制對中國各個產業(yè)的全要素生產率的影響等。在職業(yè)足球運動領域，ter Weel(2011)以及van Ours 和 van Tuijl(2015)也采用倍差法研究教練員更替對球隊表現的影響，但他們沒有發(fā)現教練員更替對球隊表現具有改善效應。2.2 數據說明

本文以2009-2015賽季中超聯賽的球隊數據作為樣本。自2009賽季之后，中超聯賽的參賽球隊數量一直維持在16支，每支球隊在單個賽季需要進行30輪聯賽比賽①2008賽季中超聯賽的規(guī)模已經達到16支球隊，但是武漢光谷隊在該賽季中途退出聯賽，因此，本文的樣本考察期從2009賽季開始。。本文使用各球隊的場均積分、勝率、場均進球數和場均失球數等指標度量球隊表現。其中，場均積分和勝率是現有文獻中常用的度量球隊表現的代理變量，而場均進球數和場均失球數則分別是度量球隊進攻能力和防守能力的代理變量。以上數據來自搜達足球網和新浪網等主流的網絡內容供應商②在樣本考察期內，一共發(fā)生了3起罰分事件：2009賽季深圳紅鉆隊因撞衫事件被扣3分、2013賽季上海申花隊和天津泰達隊因在2003賽季踢假球均被扣6分。但是，本文所考察的球隊表現是指“真實的”球隊積分，因此，不考慮以上罰分情況。。對于名稱發(fā)生更改的球隊，本文以其最近期的名稱為準。教練員的名字、更替時間、個人特征等數據，來自各球隊官方網站、《足球》、《體壇周報》、《當代體育》、《足球周刊》、《中國體育》等體育報刊以及新浪網、搜狐網等網絡內容供應商。

本文對原始數據進行如下步驟的篩選：第一，本文只研究賽季中途的教練員更替，但不研究賽季間的教練員更替，因此，考察的是教練員更替的短期效應。一個合理的假設是，球隊的球員隊伍組成在單個賽季當中都處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，所以，賽季中途教練員更替前后的球隊表現變化能夠更明確地歸因于新教練員帶來的效應。而且，中超球隊教練員的任職期普遍較短，研究教練員更替的短期效應比研究長期效應更符合當前的中超聯賽環(huán)境。第二，本文剔除任職期少于或等于5場比賽的教練員樣本，這是考慮到任職期過短的教練員難以對球隊表現產生明顯影響。第三，剔除單個賽季中途更替教練員超過一次的球隊樣本，因為這些樣本不能用于構造倍差法所要求的二期面板數據。

此外，本文將單個賽季的30輪聯賽比賽平均劃分成六6個階段，即第1～5輪為第1階段，6～10輪為第2階段，如此類推。這樣處理的好處在于，球隊在單場比賽的表現很大程度上受到對手能力的影響，而考察多場比賽的平均表現則有助于弱化這種來自對手能力的干擾。本文在6個階段劃分的基礎上統(tǒng)計各球隊在每個階段的表現數據(場均積分、勝率、場均進球數和場均失球數)以及教練員更替情況。需要指出的是，這種階段劃分方法屬于經驗性處理，為了得到更加穩(wěn)健的結論，本文實證分析部分還采用其他階段劃分方法進行穩(wěn)健性檢驗。

2.3 構造二期面板數據

樣本的數據結構為賽季-球隊-階段三維結構，其中，階段是時間維度，賽季和球隊為橫截面維度。如前所述，使用倍差法需要對時期虛擬變量t和處理組虛擬變量treatment具體賦值，從而將樣本整合為二期多截面面板數據結構。接下來介紹二期面板數據的構造方法。

首先，考察處理組的變量t的賦值策略。各個球隊更替教練員的時間并不完全一致，參考徐現祥等(2007)的做法，對于發(fā)生教練員更替的球隊，本文定義t=0，表示更替發(fā)生的當前階段以及上一階段；t=1，表示從更替發(fā)生的下一階段直到當賽季結束。這樣，各個球隊的時期1的時間跨度是相同的，都是2個階段(10場比賽)；而時期2的時間跨度是不完全相同的，因教練員更替后當賽季余下比賽場數而異。例如，在2015賽季第13輪比賽之后，廣州恒大俱樂部以新教練員斯科拉里更替了原教練員卡納瓦羅，因此，當賽季該隊樣本的第2和第3階段(第5～15輪)賦值為t=0，第4～6階段(16～30輪)賦值為t=1。接下來考察對照組的設置方法。本文將那些單個賽季中途未發(fā)生教練員更替的球隊作為對照組，其變量t的賦值規(guī)則與上述討論的相同，然后分別匯總計算各球隊在2個時期的表現指標。

2.4 處理組與對照組的匹配

第二，新版《梅葛》，是按照演唱的語境進行完整的翻譯。而且基本是直譯，沒有文辭修飾。這個做法造成了兩個版本的《梅葛》不同的取向。梅葛演唱中，有非常多的內容是重復前面那個人所唱，然后才進入下一個環(huán)節(jié)的“提問”，然后答問者，也要繼續(xù)重復前述內容，才慢悠悠地給出解答。這些重復的內容，究竟有多少？我們可以從這組數據感受一下。

通過比較更替了教練員的球隊(處理組)與條件相似的但未更替教練員的球隊(對照組)在各個表現指標上的差異，能夠考察教練員更替對球隊表現的影響。然而，這種比較方法要求能夠尋找到條件相似的兩組球隊。事實上，教練員更替并非隨機事件，而是球隊的“自選擇”過程。大部分在賽季中途更替了教練員的球隊的聯賽排名都比較靠后，說明弱隊更傾向于更替教練員。因此，直接將處理組樣本與所有對照組樣本進行匹配很可能面臨樣本的選擇性偏誤，從而無法識別因果關系。本文采用Rosenbaum和Rubin(1983)提出的傾向得分匹配方法對處理組和對照組樣本進行匹配處理。該方法首先依據一定的匹配標準計算各樣本個體進入處理組的條件概率，即傾向得分，然后根據傾向得分前向或后向尋找與處理組最為接近的對照組樣本進行匹配。本文選取的匹配標準為球隊年齡、球隊上賽季聯賽排名(對數)①、賽季虛擬變量以及更替發(fā)生階段虛擬變量。匹配使用logit法來估計傾向得分，進

行k=4的有放回k近鄰匹配，并且只對共同取值范圍(common support)內個體進行匹配。匹配后得到208個樣本，其中，處理組和對照組的樣本個數分別為72個和136個，共涉及36個教練員更替事件，新教練員33人，球隊22支。

傾向得分匹配結果的可靠性取決于發(fā)生教練員更替球隊和未更替球隊在匹配變量上不存在顯著性差異。對k近鄰匹配的結果進行平衡性檢驗，表1報告了球隊年齡(teamage)和球隊上賽季聯賽排名對數(lnranking)的t檢驗結果。結果顯示，兩個變量的標準化偏差都小于10%，而且，t檢驗的結果不拒絕處理組與對照組無系統(tǒng)差異的原假設，說明匹配效果較好。圖1分別展示了k近鄰匹配前后對照組和處理組球隊的傾向得分值的核密度函數圖，可見匹配前兩組樣本的核密度分布曲線存在明顯差異(圖1a)，說明對照組中存在不適合的球隊樣本，直接估計會造成樣本的選擇性偏誤；匹配后兩組樣本的核密度分布曲線更加接近(圖1b)，說明匹配結果可靠。

表1 本研究匹配變量的t檢驗結果

圖1 k近鄰匹配前后的核密度函數

3 倍差法估計及結果分析

3.1 基本回歸結果

在上述k近鄰匹配樣本的基礎上，本文運用倍差法對(1)式進行回歸估計，結果見表2。其中，四列回歸分別使用場均積分、勝率、場均進球數和場均失球數作為被解釋變量，比較全面地考察了教練員更替對球隊表現的影響。

表2第1列結果顯示，在控制了球隊年齡和上賽季聯賽排名，以及賽季固定效應和球隊固定效應后，度量教練員更替效應的交互項treatment_t系數為0.272，而且通過顯著性水平為5%的t檢驗。這表明，與對照組相比，處理組球隊在更替教練員后從每場比賽中獲得的平均積分顯著地提高了大約0.27分。在第2列，交互項系數為0.0866，同樣通過顯著性水平為5%的t檢驗，表明更替教練員能夠使處理組球隊的比賽獲勝概率提高大約8.7%。

交互項系數的估計值在第3列中為正，在第4列中為負，但都未能通過顯著性檢驗，表明教練員更替在短期內不能改善球隊的進攻能力和防①對于從中甲聯賽升級到中超聯賽的球隊，上賽季聯賽排名變量的賦值規(guī)則是：中甲聯賽排名第1位的球隊該變量賦值為15，中甲聯賽排名第2位的球隊該變量賦值為16。守能力②使用得失球差作為被解釋變量的回歸結果，同樣顯示交互項treatment_t系數不顯著，結果未報告。。本文對這一結果的解釋是，球隊的球員隊伍組成在單個賽季之中都相對固定，而現有球員的個人技術能力又是長期專業(yè)訓練的結果，因此，新教練員在短期內未能帶來球隊進攻能力和防守能力的實質性改善。這表明，球隊的場均積分和勝率的提高主要歸功于新教練員更傾向于使用實用主義的戰(zhàn)術安排，如比賽過程中在比分領先的情況下球隊采用更加保守的戰(zhàn)術，注重保持而非努力擴大現有的領先優(yōu)勢；但球隊在比分持平的情況下更傾向于使用進取的戰(zhàn)術，期望最終獲得比賽的勝利而非平局的結果①可以采用如下例子說明在球隊進攻和防守能力都不變的情況下，實用主義的戰(zhàn)術安排如何提高球隊的場均積分和勝率：假設在其他條件相同的情況下，某個球隊使用非實用主義戰(zhàn)術時，兩場比賽的最終比分分別為2∶0和1∶1；而在使用實用主義戰(zhàn)術時，最終比分分別為1∶0和2∶1，顯然兩種情況下的進球數和失球數都相等，但實用主義戰(zhàn)術能夠為球隊帶來更多積分和更高勝率。。

表2 本研究基本回歸結果

本文發(fā)現，教練員更替能夠顯著提升球隊表現，與同樣研究中超聯賽的劉冰等(2009)的發(fā)現不一致。本文認為，兩者差異主要在于樣本考察期的不同。在本文使用的更近期的樣本中，平均而言，中超球隊教練員的知名度和能力都明顯高于前期，更強的專業(yè)技能使他們更可能在短期內改善球隊表現。另外，本文結論也與大多數研究西歐和南美洲各國聯賽的現有文獻不一致(van Ours 和 van Tuijl，2015；De Paola和Scoppa，2012；Corea 等，2012；Giraldo 等，2013)，這些文獻發(fā)現，教練員更替不能對球隊表現產生短期影響。本文對此的解讀是，中超聯賽屬于新興聯賽，俱樂部在財務運作方面尚缺乏經驗。在這種情況下，聯賽降級容易對俱樂部財政造成巨大打擊，迫使俱樂部更加關注短期目標，并極力促進球隊在短期內實現聯賽排名提高；相反，在足球發(fā)達地區(qū)的聯賽中，俱樂部的財政體系比較穩(wěn)定，因此，相對地更加看重球隊的長期發(fā)展目標，是導致教練員更替的短期效應在這些地區(qū)的聯賽球隊中不明顯的原因之一。

3.2 新教練員個人特征的影響

基本回歸的估計結果表明了新教練員能夠通過使用實用主義的戰(zhàn)術安排改善球隊表現，那么，這種正效應是否會受到新教練員個人特征的影響呢？直覺上，新教練員可以通過兩個機制影響球隊表現。第一個機制是新教練員直接將自身的專業(yè)經驗和技能應用于比賽的指揮工作上，從而制定出合理的戰(zhàn)術安排。在這種情況下，球隊表現的改善幅度與新教練員的經驗、能力和執(zhí)教風格相關。第二個機制是“觸發(fā)競爭”效應。Muehlheusser 等(2016)認為，在原教練員任職期間，球隊的核心球員陣容往往已經固定下來，導致核心球員和非核心球員之間的競爭比較溫和；但是新教練員在任職初期對球員的能力不熟悉，因此，教練員更替對于球隊內所有球員都意味著一次重新選拔進入核心陣容的機會，觸發(fā)了隊內不同球員之間展開激烈競爭并激勵他們在訓練和比賽中投入更多努力，從而在整體上有利于球隊表現的提高。在這種情況下，教練員更替這一事件本身就能夠引起球隊表現改善，但改善幅度與新教練員的個人特征無關。為了對以上兩個機制進行考察，本文在(1)式的基礎上引入新教練員的個人特征變量：

Yist=β0+β1×treatmentist+β2×tist+β3×treatment_tist+β4×treatment_tist_coachj+βn×controlist+εist

(2)

其中，變量coachj表示新教練員j的個人特征變量，并且與treatment_t形成交互項進入(2)式。本文采用以下3組虛擬變量表示新教練員的個人特征：第一，新教練員j的國籍變量foreignj，對于外籍教練員，foreign=1；對于中國籍教練員，foreign=0。來自足球發(fā)達國家的外籍教練員往往具有更加先進的執(zhí)教理念，但在理解中國足球文化和制度以及與國內球員溝通方面會面臨較大阻力，而本土教練員的優(yōu)劣勢與外籍教練員互補。第二，新教練員j的年齡變量youngj，對于1960年之后出生的年輕教練員，young=1；對于1960年之前出生的年長教練員，young=0。年齡在一定程度上反映了教練員的經驗水平，年長教練員往往參與過更多的球隊管理工作，也經歷過更多比賽場數，具有更加豐富的經驗。第三，新教練員j的能力變量abilityj，對于有過知名球隊執(zhí)教經歷的教練員，ability=1；否則ability=0②本文將至少滿足以下其中一個條件的教練員定義為執(zhí)教過知名球隊的教練員：第一，執(zhí)教期間球隊獲得過中超聯賽冠軍；第二，執(zhí)教過中國國家隊；第三，執(zhí)教過世界知名國家隊；第四，執(zhí)教過歐洲五大聯賽、巴西聯賽或者阿根廷聯賽球隊。。知名球隊對教練員的專業(yè)能力有更高要求，因此，擁有知名球隊執(zhí)教經歷是高能力教練員對外釋放的“信號”。如前所述，如果新教練員是通過其自身經驗和技能直接地改善球隊表現，那么，國籍、年齡和能力等個人特征變量將會對這種改善效應產生顯著影響；但如果是通過“觸發(fā)競爭”機制產生影響，那么，上述個體特征變量的估計結果將不會顯著。

表3～表5分別展示了引入3組新教練員個人特征變量后(2)式的回歸結果，并主要關注新教練員的國籍(foreign)、年齡(young)和能力(ability)虛擬變量與treatment_t交互項的回歸系數。回歸結果均顯示，所有回歸中這些系數都不顯著，說明在改善球隊短期表現方面，外籍教練員與本土教練員之間、年輕教練員與年長教練員之間以及高能力教練員與低能力教練員之間，不存在顯著性差異。這表明，教練員更替這一事件本身已經具有短期內改善球隊表現的作用，而新教練員的個人特征對于這種改善效應并不重要。這一發(fā)現符合教練員更替效應的“觸發(fā)競爭”機制的理論預期。由于新教練員在任職初期對球隊內各個球員的能力不熟悉，因此，在追求更多上場機會的球員之間觸發(fā)了激烈競爭，并激勵球員們在訓練和比賽中都付出更多努力，最終提升了球隊的整體表現。

表3 加入新教練員國籍變量的回歸結果

表4 加入新教練員年齡變量的回歸結果

表5 加入新教練員能力變量的回歸結果

4 穩(wěn)健性檢驗

為了得到更加可靠的結論，本文從兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗。首先，在單個賽季當中，教練員更替事件在各球隊中發(fā)生的時間并不完全一致。如果這種更替時間上的差異性會對球隊表現的改善效應產生影響，那么，上文基本回歸的結論將過于簡單。為此，本文將教練員更替的階段虛擬變量p2～p5與treatment_t形成交互項并納入(1)式，再以場均積分為被解釋變量進行倍差法的回歸估計，結果報告在表6。其中，第1～4列是單獨加入各個上述交互項的回歸結果，第5列是同時加入所有上述交互項的回歸結果。結果顯示，各列中交互項treatment_t_p2～treatment_t_p5的系數都不顯著，說明教練員更替的時間差異性對于球隊表現的改善沒有產生明顯影響，因此，上文結論基本穩(wěn)健。

第二個穩(wěn)健性檢驗是嘗試使用另一種階段劃分方法。如前所述，將單個賽季劃分為6個階段的做法只是經驗性處理。為了說明上文結論在其他階段劃分方法下依然成立，本文把各個賽季30輪聯賽比賽劃分為前15輪(t=0)和后15輪(t=1)兩個階段。這樣處理的好處首先在于，在雙循環(huán)賽制下，球隊在兩個階段所面對的對手都是相同的，因此，不必考慮因對手不同而引起的結果偏差；其次，36個教練員更替事件中有24個是發(fā)生在聯賽的前15輪，因此，兩階段劃分方法能夠比較準確地捕捉球隊在教練員更替前后的表現變化。本文首先采用k近鄰匹配方法對處理組和對照組樣本進行匹配，匹配時取k=2(相關檢驗結果未列出)，然后進行倍差法的回歸估計，結果報告在表7。第1列是(1)式的回歸結果，顯示交互項treatment_t的系數依然顯著為正，說明在兩階段劃分方法下，教練員更替對球隊場均積分仍然具有正效應。第2～4列是(2)式的回歸結果，顯示新教練員的國籍、年齡和能力交互項的系數都不顯著，與表3～表5的結論一致。因此，使用兩階段劃分方法后，上文結論依然穩(wěn)健。

表6 考慮更替時間差異性的回歸結果

表7 基于兩階段劃分方法的回歸結果

5 結論與政策含義

隨著近年來中超聯賽的迅猛發(fā)展，俱樂部更替教練員的現象日益頻繁，但針對教練員更替是否能夠改善中超球隊表現的文獻并不多見。本文以2009—2015賽季中超聯賽球隊作為考察對象，構造了與教練員更替相匹配的處理組和對照組的面板數據，運用傾向得分匹配-倍差法較好地克服了內生性問題，并識別和考察了教練員更替與球隊表現之間的因果關系。

本文有兩個主要發(fā)現：第一，賽季中途的教練員更替顯著改善了球隊表現，使球隊的場均積分提高大約0.27分，勝率提高8.7%，但對于球隊的場均進球數和場均失球數沒有顯著影響，這表明，新教練員通過使用更加實用主義的戰(zhàn)術安排改善球隊的短期表現，但并沒有給球隊的進攻能力和防守能力帶來實質性改變；第二，新教練員的個人特征對于教練員更替效應沒有顯著影響，說明教練員更替是通過“觸發(fā)競爭”機制改善球隊表現，即俱樂部對新教練員的任命觸發(fā)隊內不同球員之間為了獲得新教練員的認同而展開了激烈競爭，并且在訓練和比賽中付出更多努力，最終在整體上改善了球隊表現。

本文結論對于中超俱樂部的教練員管理工作具有政策含義。在賽季中途更替教練員可以作為俱樂部用于改善球隊短期表現的政策手段，但是，教練員更替的短期效應是通過“觸發(fā)競爭”機制實現的，而當球隊的核心球員陣容重新確立之后，這種短期效應將會消退。所以，那些過度追求短期目標的俱樂部可能會形成對于教練員更替做法的依賴，并因此陷入“聯賽排名下降→更替教練員→球隊表現短暫提升→短期效應消退→聯賽排名下降”的惡性循環(huán)之中。因此，俱樂部管理層對于更替教練員的決策需要持有慎重態(tài)度。

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Can Coach Turnover Improve the Performance of China Football Association Super League Teams?

WANG Ming-xin

Based on the data of teams in China Football Association Super League in season 2009—2015,this paper constructs panel data in which treatment groups and control groups are matched,and studies the causal relationship between within-season coach turnover and teams performance by matching difference-in-difference method.It draws conclusions as follow:firstly,coach turnover significantly improve teams’ short-term performance.Specifically,the points gain per game and winning probability in turnovered teams are 0.27 and 8.7% higher than the ones in unturnovered teams.However,goals or concedes per game of teams do not change with coach turnover events.Secondly,the individual characteristics of new coaches have no significant impact on the effects of coach turnover.Therefore,coach turnover improve teams performance by the mechanism of triggering competition between players within-team.

ChinaFootballAssociationSuperLeague;coach；turnover;teamsperformance;matchingdifference-in-differencemethod

1000-677X(2016)10-0080-07

10.16469/j.css.201610011

2016-08-30；

2016-10-04

王銘欣(1987-)，男，廣東佛山人，在讀博士研究生，主要研究方向為經濟發(fā)展理論與政策研究，E-mail：wmingxin87@foxmail.com。

暨南大學 經濟學院，廣東廣州 510632 Jinan University,Guangzhou 510632,China.

G80-05

A