應(yīng)激源對足球裁判員決策滿意度的影響：積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2020-11-20 05:02:18張慶義
湖北體育科技 2020年10期
張慶義
（曲阜師范大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)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(zhí)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(zhì)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(jī)制是十分必要的，同時研究結(jié)果為提高足球裁判員判罰決策的質(zhì)量提供理論參考和實證依據(jù)。
據(jù)統(tǒng)計，目前單個GenBank數(shù)據(jù)庫中的流感數(shù)據(jù)就超過25萬條，并且這個數(shù)據(jù)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(shù)千個字符組成，最長可達(dá)百萬個字符。為降低單個數(shù)據(jù)表的大小，這里將各種序列信息單列成為與其基本表關(guān)聯(lián)的單表。
裁判員的判罰決策受諸多因素的影響，其中執(zhí)法過程中的應(yīng)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(yīng)激源與裁判員判罰決策密切相關(guān)。當(dāng)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(yīng)對這些壓力的表現(xiàn)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(jù)表明，當(dāng)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(huán)境的壓力會影響裁判員的判罰決策［6］。因此，提出假設(shè)H1：應(yīng)激源能夠預(yù)測足球裁判員決策滿意度。
在比賽中發(fā)生的應(yīng)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(yīng)激源，不是所有裁判員的判罰決策均受到嚴(yán)重的影響，這可能與個體的某些心理素質(zhì)有關(guān)。應(yīng)激CPT 理論指出，即Cognitive（認(rèn)知）-Phenomenological（現(xiàn)象學(xué)）-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(yīng)對努力來處理自己面臨的壓力，進(jìn)而降低或消除應(yīng)激源的影響，強(qiáng)調(diào)個體的心理和行為在應(yīng)激過程中的重要作用。另外，新行為主義心理學(xué)家托爾曼的刺激（S）→機(jī)體（O）→反應(yīng)（R）理論也指出，個體內(nèi)部心理變化（如應(yīng)對方式、應(yīng)對效能、社會支持等）對應(yīng)激過程產(chǎn)生中介效應(yīng)。應(yīng)對方式和應(yīng)對效能作為心理素質(zhì)的一個重要方面，影響著應(yīng)激源和判罰決策之間的關(guān)系。研究表明，應(yīng)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(yīng)對方式的頻率越高，其指揮決策出現(xiàn)失誤的頻率越?。?］。青少年采用積極的應(yīng)對方式，能夠緩解青少年心理應(yīng)激對主觀幸福感的影響，起中介作用［8］。另外，應(yīng)對效能效應(yīng)模型認(rèn)為，應(yīng)對效能能夠有效地部分抗阻、中介和緩沖應(yīng)激源對個體的影響，能夠有效維護(hù)個體身心健康，并得到實證研究證實［9］。因此，提出假設(shè)H2:積極應(yīng)對方式是足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間的中介變量。H3:應(yīng)對效能是足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間的中介變量。
此外，應(yīng)對方式與應(yīng)對效能具有非常密切的關(guān)系，兩者相互影響、相互作用。郭玉江研究表明，優(yōu)秀運(yùn)動員應(yīng)對效能與積極應(yīng)對、正面認(rèn)識等應(yīng)對因子具有顯著性相關(guān)，高應(yīng)對效能的運(yùn)動員往往采取積極有效的應(yīng)對方式，進(jìn)而又能提高運(yùn)動員的應(yīng)對效能［10］。運(yùn)動員面對不同的壓力源，常常采取不同的應(yīng)對方式，具有不同的應(yīng)對效能，應(yīng)對效能越高，壓力源對運(yùn)動員的影響越?。?1-12］。根據(jù)以上研究的啟發(fā)，提出假設(shè)H4：應(yīng)激源能夠通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤ψ闱虿门袉T決策滿意度產(chǎn)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(biāo)賽、體彩杯、濟(jì)寧市和濱州市“市長杯”校園足球聯(lián)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(yù)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(zhí)法時間為3.22年（SD=3.40）。通過集體統(tǒng)一測試的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，施測前宣讀問卷指導(dǎo)語并解釋研究目的，得到調(diào)查授權(quán)，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(jìn)行漢化。1）由2 位高校專業(yè)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(jìn)行上述互譯程序，直至所有中英文題目語義、內(nèi)涵及表述相匹配。
1.2.3 應(yīng)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(yùn)動壓力量表的來源，量表信效度指標(biāo)較好［13］。該量表包括11個項目，用于評定足球裁判員在執(zhí)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?jǐn)?shù)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(biāo)準(zhǔn)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(yīng)對方式問卷（SCSQ）—積極應(yīng)對分量表
采用解亞寧［14］編制的簡易應(yīng)對方式問卷，該問卷分為積極應(yīng)對和消極應(yīng)對2個維度，共20個題目。根據(jù)本研究需要，采用積極應(yīng)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(jīng)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）?？偭勘砜死拾秃咋?為0.897，分半信度為0.846。
1.2.1 足球裁判員應(yīng)激源量表
正如人們普遍認(rèn)識到的，這是專業(yè)性工作的一個重要涵義，即相關(guān)人士必定有一個不斷學(xué)習(xí)，逐步提升自身專業(yè)水準(zhǔn)的過程．就論題而言，這也就是指，即使相關(guān)人員在校的學(xué)習(xí)專業(yè)對口，也很少有人從學(xué)校一畢業(yè)就能完全勝任教師的工作，甚至已可被看成一個優(yōu)秀的數(shù)學(xué)教師．
本研究發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對方式在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起部分中介效應(yīng)，假設(shè)H2 得到驗證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對積極應(yīng)對方式的影響［19］、積極應(yīng)對方式對滿意度的積極作用［20］等相關(guān)研究的支持。積極應(yīng)對方式對促進(jìn)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(hù)因素緩解應(yīng)激源對判罰決策的不利影響。積極應(yīng)對方式是以解決問題為導(dǎo)向的應(yīng)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(yīng)對執(zhí)法過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，有利于提高個體對應(yīng)激事件的認(rèn)知水平，緩解應(yīng)激源帶來的心理壓力，以降低應(yīng)激源對判罰決策準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(shù)據(jù)處理
采用人體能量檢測儀對我校170名普通大學(xué)生進(jìn)行測試發(fā)現(xiàn)，處于健康狀況的有120人，占總?cè)藬?shù)的70.6%，處于亞健康的有50人，亞健康現(xiàn)患率為29.4%.其中：女生亞健康人數(shù)為34人，其亞健康現(xiàn)患率為35.8%；男生亞健康人數(shù)為16人，其亞健康現(xiàn)患率為21.3%，調(diào)查結(jié)果見表1.表1說明紹興文理學(xué)院學(xué)生的亞健康狀況普遍存在，女生亞健康狀況要比男生嚴(yán)重.
2 結(jié)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(shù)據(jù)收集過程中進(jìn)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(dá)等。為進(jìn)一步保證本研究的科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)性，根據(jù)周浩［18］共同方法偏差檢驗方法，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗。將4個測量工具的所有條目進(jìn)行探索性因子分析，因子未旋轉(zhuǎn)的結(jié)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(biāo)準(zhǔn)。因此，本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。
2.2 足球裁判員應(yīng)激源、積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能與決策滿意度的相關(guān)分析
回歸分析結(jié)果顯示，足球裁判員應(yīng)激源負(fù)向預(yù)測決策滿意度（β=-0.41，p＜0.001）。其次，將積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能納入回歸方程后，足球裁判員應(yīng)激源顯著負(fù)向預(yù)測積極應(yīng)對方式（β=-0.17，p＜0.01）和應(yīng)對效能（β=-0.31，p＜0.001）；積極應(yīng)對方式顯著正向預(yù)測應(yīng)對效能（β=0.46，p＜0.001），顯著正向預(yù)測足球裁判員決策滿意度（β=0.13，p＜0.05）；應(yīng)對效能顯著正向預(yù)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(yīng)激源對決策滿意度依然具有顯著負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.20，p＜0.001）。
2.3 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的中介作用
將所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。將決策滿意度作為因變量，應(yīng)激源作為自變量，積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能作為中介變量。按照Hayes 提供的SPSS 宏程序進(jìn)行基于Bootstrap 的中介效應(yīng)檢驗，采用Model6 考察積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間的中介作用，回歸分析結(jié)果見表2，模型圖見圖1。
采用我國學(xué)者童輝杰［15］編制的《應(yīng)對效能量表》，該量表包括自信程度、勝任力和認(rèn)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(nèi)應(yīng)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）?？?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(xiàn)了對足球裁判員各變量調(diào)查數(shù)據(jù)的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣。足球裁判員應(yīng)激源與積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能和決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)；積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能與足球裁判員決策滿意度呈顯著正相關(guān)； 積極應(yīng)對方式與應(yīng)對效能呈顯著正相關(guān)。相關(guān)分析結(jié)果支持后續(xù)假設(shè)模型檢驗的統(tǒng)計學(xué)要求。
將調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，采用SPSS26.0 進(jìn)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(tǒng)計、相關(guān)分析等方式考察各變量的內(nèi)部關(guān)聯(lián)。最后，根據(jù)溫忠麟［16］提出的中介效應(yīng)檢驗方法，采用Hayes［17］的SPSS 程序PROCESS3.4 組件進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗和Bootstrap 分析。
采用Bootstrap 法對積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，設(shè)置重復(fù)抽樣5000 次分別計算95%的置信區(qū)間，如表3 所示。積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的總間接效應(yīng)Bootstrap95%置信區(qū)間不包含0，說明積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起顯著的中介作用，總的標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為-0.218。該中介效應(yīng)由3個間接效應(yīng)組成：1） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對方式→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.021）；2）應(yīng)激源→應(yīng)對效能→決策滿意度（效應(yīng)值=-0.157）；3） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對方式→應(yīng)對效能→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.04）。3個間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比值分別為5.12%、38.29%和9.76%，并且各間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0，表明3個間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。
表2 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能中介模型的回歸分析
表3 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗結(jié)果
圖1 足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨D
3 討論
3.1 足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的關(guān)系
本研究在應(yīng)激理論視角下，探討了足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的關(guān)系及其內(nèi)部作用機(jī)制。應(yīng)激源與決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)，應(yīng)激源能顯著負(fù)向預(yù)測決策滿意度。假設(shè)H1得到驗證。這一結(jié)論得到相關(guān)研究的支持［2-3］。根據(jù)應(yīng)激理論，當(dāng)足球裁判員面臨高強(qiáng)度的急性壓力時，會讓個體產(chǎn)生緊張情緒，不能對應(yīng)激源進(jìn)行正確的認(rèn)知評價和有效應(yīng)對，進(jìn)而影響裁判員的判罰決策。因此，執(zhí)法過程中的應(yīng)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(yīng)對方式的中介作用
經(jīng)采用傳統(tǒng)經(jīng)驗定性法，對收集、整理的影響干旱分區(qū)相關(guān)自然因素進(jìn)行綜合分析，并結(jié)合聚類分析的多元統(tǒng)計分析方法，最后基于農(nóng)業(yè)干旱的視角得出淮河流域以市為單元的分區(qū)結(jié)果，見表1。
3.3 應(yīng)對效能的中介作用
本研究還發(fā)現(xiàn)應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起部分中介效應(yīng)，假設(shè)H3 得到驗證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對應(yīng)對效能影響［21］的相關(guān)研究支持，同時支持了應(yīng)對效能的中介效應(yīng)模型。應(yīng)對效能是自我系統(tǒng)信念的重要變量，是個體能否成功應(yīng)對應(yīng)激事件的信心，是對自己應(yīng)對能力的評價。當(dāng)裁判員具備較高的應(yīng)對效能時，將更有信心應(yīng)對比賽過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，應(yīng)激源對裁判員判罰決策的影響因應(yīng)對效能的介入而得到改善。因此，培養(yǎng)足球裁判員處理應(yīng)激事件的能力，提高裁判員應(yīng)對效能，從而降低應(yīng)激源對決策滿意度的影響。
良好的客戶群體為公司的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。2015年至2017年，公司營業(yè)收入分別為1.43億元、2.98億元、6.33億元，其中2016年同比上漲107.71%，2017年營收同比上漲112.77%；各期凈利潤分別為0.11億元、0.51億元、1.89億元，2016年凈利潤同比上漲363.64%，2017年營收同比上漲270.59%。公司業(yè)績實現(xiàn)快速增長。
3.4 應(yīng)激源通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能影響決策滿意度
此外，研究結(jié)果進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，即?yīng)激源可以依次通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響足球裁判員決策滿意度。假設(shè)H4 成立。該結(jié)果進(jìn)一步支持了采取積極應(yīng)對方式有利于個體應(yīng)對效能的提高，同時擴(kuò)展了足球裁判員判罰決策的認(rèn)知模型，即執(zhí)法壓力（應(yīng)激源）是通過影響應(yīng)對方式來影響個體認(rèn)知評價（應(yīng)對效能），最終影響判罰決策。另外，值得思考的是，本研究發(fā)現(xiàn)積極應(yīng)對方式與應(yīng)對效能的關(guān)系與以往研究結(jié)果不同［22］。原因可能是足球裁判員面對不同執(zhí)法環(huán)境中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，需要依據(jù)比賽規(guī)則迅速作出判罰和進(jìn)行妥善處理，為保證比賽的順利進(jìn)行往往促使他們更傾向于采用積極的應(yīng)對方式進(jìn)行處理，以保護(hù)被侵犯人員的利益并對犯規(guī)人員進(jìn)行處罰，避免引起事件擴(kuò)大化。當(dāng)裁判員采用積極的方式對應(yīng)激源進(jìn)行有效處理之后，通過不斷自我對話、反思等方式不斷增強(qiáng)處理應(yīng)激事件的信心，提高自身應(yīng)對能力，進(jìn)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(chǔ)上，進(jìn)一步揭示了應(yīng)激源對足球裁判員決策滿意度的作用機(jī)制。從理論角度來看，研究結(jié)果支持了應(yīng)激CPT 理論模型，進(jìn)一步表明了執(zhí)法壓力、應(yīng)對方式和認(rèn)知評價之間的復(fù)雜互動過程，以及對個體行為產(chǎn)生的效果。為足球裁判員有效應(yīng)對執(zhí)法壓力和提高判罰決策滿意水平提供理論指導(dǎo)。從實踐角度來看，在培養(yǎng)足球裁判員過程中，應(yīng)在正確學(xué)習(xí)和運(yùn)用規(guī)則的基礎(chǔ)上，重視裁判員應(yīng)對能力的訓(xùn)練。通過創(chuàng)設(shè)執(zhí)法比賽中各式各樣應(yīng)激事件，增加裁判員處理應(yīng)激源的機(jī)會，引導(dǎo)裁判員采用積極的應(yīng)對方式，進(jìn)而提升處理應(yīng)激源的自信程度、勝任力和認(rèn)知水平，避免應(yīng)激源對判罰決策的影響，以保證比賽公平公正的順利進(jìn)行。
以滿足患者健康需求為目標(biāo)，以垂直管理激發(fā)內(nèi)生動力，以信息化建設(shè)為翅膀，盛京醫(yī)院樹立了精品護(hù)理和延伸護(hù)理的新標(biāo)桿。
4 結(jié)論
1）足球裁判員應(yīng)激源、積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能和決策滿意度之間兩兩顯著相關(guān)，且應(yīng)激源能顯著負(fù)向預(yù)測決策滿意度。
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2）積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)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(yīng)對方式的單獨中介作用；二是應(yīng)對效能的單獨中介作用；三是積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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張慶義
（曲阜師范大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)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(zhí)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(zhì)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(jī)制是十分必要的，同時研究結(jié)果為提高足球裁判員判罰決策的質(zhì)量提供理論參考和實證依據(jù)。
據(jù)統(tǒng)計，目前單個GenBank數(shù)據(jù)庫中的流感數(shù)據(jù)就超過25萬條，并且這個數(shù)據(jù)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(shù)千個字符組成，最長可達(dá)百萬個字符。為降低單個數(shù)據(jù)表的大小，這里將各種序列信息單列成為與其基本表關(guān)聯(lián)的單表。
裁判員的判罰決策受諸多因素的影響，其中執(zhí)法過程中的應(yīng)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(yīng)激源與裁判員判罰決策密切相關(guān)。當(dāng)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(yīng)對這些壓力的表現(xiàn)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(jù)表明，當(dāng)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(huán)境的壓力會影響裁判員的判罰決策［6］。因此，提出假設(shè)H1：應(yīng)激源能夠預(yù)測足球裁判員決策滿意度。
在比賽中發(fā)生的應(yīng)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(yīng)激源，不是所有裁判員的判罰決策均受到嚴(yán)重的影響，這可能與個體的某些心理素質(zhì)有關(guān)。應(yīng)激CPT 理論指出，即Cognitive（認(rèn)知）-Phenomenological（現(xiàn)象學(xué)）-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(yīng)對努力來處理自己面臨的壓力，進(jìn)而降低或消除應(yīng)激源的影響，強(qiáng)調(diào)個體的心理和行為在應(yīng)激過程中的重要作用。另外，新行為主義心理學(xué)家托爾曼的刺激（S）→機(jī)體（O）→反應(yīng)（R）理論也指出，個體內(nèi)部心理變化（如應(yīng)對方式、應(yīng)對效能、社會支持等）對應(yīng)激過程產(chǎn)生中介效應(yīng)。應(yīng)對方式和應(yīng)對效能作為心理素質(zhì)的一個重要方面，影響著應(yīng)激源和判罰決策之間的關(guān)系。研究表明，應(yīng)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(yīng)對方式的頻率越高，其指揮決策出現(xiàn)失誤的頻率越?。?］。青少年采用積極的應(yīng)對方式，能夠緩解青少年心理應(yīng)激對主觀幸福感的影響，起中介作用［8］。另外，應(yīng)對效能效應(yīng)模型認(rèn)為，應(yīng)對效能能夠有效地部分抗阻、中介和緩沖應(yīng)激源對個體的影響，能夠有效維護(hù)個體身心健康，并得到實證研究證實［9］。因此，提出假設(shè)H2:積極應(yīng)對方式是足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間的中介變量。H3:應(yīng)對效能是足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間的中介變量。
此外，應(yīng)對方式與應(yīng)對效能具有非常密切的關(guān)系，兩者相互影響、相互作用。郭玉江研究表明，優(yōu)秀運(yùn)動員應(yīng)對效能與積極應(yīng)對、正面認(rèn)識等應(yīng)對因子具有顯著性相關(guān)，高應(yīng)對效能的運(yùn)動員往往采取積極有效的應(yīng)對方式，進(jìn)而又能提高運(yùn)動員的應(yīng)對效能［10］。運(yùn)動員面對不同的壓力源，常常采取不同的應(yīng)對方式，具有不同的應(yīng)對效能，應(yīng)對效能越高，壓力源對運(yùn)動員的影響越?。?1-12］。根據(jù)以上研究的啟發(fā)，提出假設(shè)H4：應(yīng)激源能夠通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤ψ闱虿门袉T決策滿意度產(chǎn)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(biāo)賽、體彩杯、濟(jì)寧市和濱州市“市長杯”校園足球聯(lián)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(yù)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(zhí)法時間為3.22年（SD=3.40）。通過集體統(tǒng)一測試的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，施測前宣讀問卷指導(dǎo)語并解釋研究目的，得到調(diào)查授權(quán)，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(jìn)行漢化。1）由2 位高校專業(yè)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(jìn)行上述互譯程序，直至所有中英文題目語義、內(nèi)涵及表述相匹配。
1.2.3 應(yīng)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(yùn)動壓力量表的來源，量表信效度指標(biāo)較好［13］。該量表包括11個項目，用于評定足球裁判員在執(zhí)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?jǐn)?shù)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(biāo)準(zhǔn)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(yīng)對方式問卷（SCSQ）—積極應(yīng)對分量表
采用解亞寧［14］編制的簡易應(yīng)對方式問卷，該問卷分為積極應(yīng)對和消極應(yīng)對2個維度，共20個題目。根據(jù)本研究需要，采用積極應(yīng)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(jīng)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）?？偭勘砜死拾秃咋?為0.897，分半信度為0.846。
1.2.1 足球裁判員應(yīng)激源量表
正如人們普遍認(rèn)識到的，這是專業(yè)性工作的一個重要涵義，即相關(guān)人士必定有一個不斷學(xué)習(xí)，逐步提升自身專業(yè)水準(zhǔn)的過程．就論題而言，這也就是指，即使相關(guān)人員在校的學(xué)習(xí)專業(yè)對口，也很少有人從學(xué)校一畢業(yè)就能完全勝任教師的工作，甚至已可被看成一個優(yōu)秀的數(shù)學(xué)教師．
本研究發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對方式在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起部分中介效應(yīng)，假設(shè)H2 得到驗證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對積極應(yīng)對方式的影響［19］、積極應(yīng)對方式對滿意度的積極作用［20］等相關(guān)研究的支持。積極應(yīng)對方式對促進(jìn)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(hù)因素緩解應(yīng)激源對判罰決策的不利影響。積極應(yīng)對方式是以解決問題為導(dǎo)向的應(yīng)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(yīng)對執(zhí)法過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，有利于提高個體對應(yīng)激事件的認(rèn)知水平，緩解應(yīng)激源帶來的心理壓力，以降低應(yīng)激源對判罰決策準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(shù)據(jù)處理
采用人體能量檢測儀對我校170名普通大學(xué)生進(jìn)行測試發(fā)現(xiàn)，處于健康狀況的有120人，占總?cè)藬?shù)的70.6%，處于亞健康的有50人，亞健康現(xiàn)患率為29.4%.其中：女生亞健康人數(shù)為34人，其亞健康現(xiàn)患率為35.8%；男生亞健康人數(shù)為16人，其亞健康現(xiàn)患率為21.3%，調(diào)查結(jié)果見表1.表1說明紹興文理學(xué)院學(xué)生的亞健康狀況普遍存在，女生亞健康狀況要比男生嚴(yán)重.
2 結(jié)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(shù)據(jù)收集過程中進(jìn)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(dá)等。為進(jìn)一步保證本研究的科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)性，根據(jù)周浩［18］共同方法偏差檢驗方法，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗。將4個測量工具的所有條目進(jìn)行探索性因子分析，因子未旋轉(zhuǎn)的結(jié)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(biāo)準(zhǔn)。因此，本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。
2.2 足球裁判員應(yīng)激源、積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能與決策滿意度的相關(guān)分析
回歸分析結(jié)果顯示，足球裁判員應(yīng)激源負(fù)向預(yù)測決策滿意度（β=-0.41，p＜0.001）。其次，將積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能納入回歸方程后，足球裁判員應(yīng)激源顯著負(fù)向預(yù)測積極應(yīng)對方式（β=-0.17，p＜0.01）和應(yīng)對效能（β=-0.31，p＜0.001）；積極應(yīng)對方式顯著正向預(yù)測應(yīng)對效能（β=0.46，p＜0.001），顯著正向預(yù)測足球裁判員決策滿意度（β=0.13，p＜0.05）；應(yīng)對效能顯著正向預(yù)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(yīng)激源對決策滿意度依然具有顯著負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.20，p＜0.001）。
2.3 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的中介作用
將所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。將決策滿意度作為因變量，應(yīng)激源作為自變量，積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能作為中介變量。按照Hayes 提供的SPSS 宏程序進(jìn)行基于Bootstrap 的中介效應(yīng)檢驗，采用Model6 考察積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間的中介作用，回歸分析結(jié)果見表2，模型圖見圖1。
采用我國學(xué)者童輝杰［15］編制的《應(yīng)對效能量表》，該量表包括自信程度、勝任力和認(rèn)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(nèi)應(yīng)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）?？?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(xiàn)了對足球裁判員各變量調(diào)查數(shù)據(jù)的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣。足球裁判員應(yīng)激源與積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能和決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)；積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能與足球裁判員決策滿意度呈顯著正相關(guān)； 積極應(yīng)對方式與應(yīng)對效能呈顯著正相關(guān)。相關(guān)分析結(jié)果支持后續(xù)假設(shè)模型檢驗的統(tǒng)計學(xué)要求。
將調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，采用SPSS26.0 進(jìn)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(tǒng)計、相關(guān)分析等方式考察各變量的內(nèi)部關(guān)聯(lián)。最后，根據(jù)溫忠麟［16］提出的中介效應(yīng)檢驗方法，采用Hayes［17］的SPSS 程序PROCESS3.4 組件進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樽饔脵z驗和Bootstrap 分析。
采用Bootstrap 法對積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，設(shè)置重復(fù)抽樣5000 次分別計算95%的置信區(qū)間，如表3 所示。積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的總間接效應(yīng)Bootstrap95%置信區(qū)間不包含0，說明積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起顯著的中介作用，總的標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為-0.218。該中介效應(yīng)由3個間接效應(yīng)組成：1） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對方式→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.021）；2）應(yīng)激源→應(yīng)對效能→決策滿意度（效應(yīng)值=-0.157）；3） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對方式→應(yīng)對效能→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.04）。3個間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比值分別為5.12%、38.29%和9.76%，并且各間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0，表明3個間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。
表2 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能中介模型的回歸分析
表3 積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗結(jié)果
圖1 足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨D
3 討論
3.1 足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的關(guān)系
本研究在應(yīng)激理論視角下，探討了足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度的關(guān)系及其內(nèi)部作用機(jī)制。應(yīng)激源與決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)，應(yīng)激源能顯著負(fù)向預(yù)測決策滿意度。假設(shè)H1得到驗證。這一結(jié)論得到相關(guān)研究的支持［2-3］。根據(jù)應(yīng)激理論，當(dāng)足球裁判員面臨高強(qiáng)度的急性壓力時，會讓個體產(chǎn)生緊張情緒，不能對應(yīng)激源進(jìn)行正確的認(rèn)知評價和有效應(yīng)對，進(jìn)而影響裁判員的判罰決策。因此，執(zhí)法過程中的應(yīng)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(yīng)對方式的中介作用
經(jīng)采用傳統(tǒng)經(jīng)驗定性法，對收集、整理的影響干旱分區(qū)相關(guān)自然因素進(jìn)行綜合分析，并結(jié)合聚類分析的多元統(tǒng)計分析方法，最后基于農(nóng)業(yè)干旱的視角得出淮河流域以市為單元的分區(qū)結(jié)果，見表1。
3.3 應(yīng)對效能的中介作用
本研究還發(fā)現(xiàn)應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源和決策滿意度之間起部分中介效應(yīng)，假設(shè)H3 得到驗證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對應(yīng)對效能影響［21］的相關(guān)研究支持，同時支持了應(yīng)對效能的中介效應(yīng)模型。應(yīng)對效能是自我系統(tǒng)信念的重要變量，是個體能否成功應(yīng)對應(yīng)激事件的信心，是對自己應(yīng)對能力的評價。當(dāng)裁判員具備較高的應(yīng)對效能時，將更有信心應(yīng)對比賽過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，應(yīng)激源對裁判員判罰決策的影響因應(yīng)對效能的介入而得到改善。因此，培養(yǎng)足球裁判員處理應(yīng)激事件的能力，提高裁判員應(yīng)對效能，從而降低應(yīng)激源對決策滿意度的影響。
良好的客戶群體為公司的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。2015年至2017年，公司營業(yè)收入分別為1.43億元、2.98億元、6.33億元，其中2016年同比上漲107.71%，2017年營收同比上漲112.77%；各期凈利潤分別為0.11億元、0.51億元、1.89億元，2016年凈利潤同比上漲363.64%，2017年營收同比上漲270.59%。公司業(yè)績實現(xiàn)快速增長。
3.4 應(yīng)激源通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能影響決策滿意度
此外，研究結(jié)果進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)激源與決策滿意度之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，即?yīng)激源可以依次通過積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響足球裁判員決策滿意度。假設(shè)H4 成立。該結(jié)果進(jìn)一步支持了采取積極應(yīng)對方式有利于個體應(yīng)對效能的提高，同時擴(kuò)展了足球裁判員判罰決策的認(rèn)知模型，即執(zhí)法壓力（應(yīng)激源）是通過影響應(yīng)對方式來影響個體認(rèn)知評價（應(yīng)對效能），最終影響判罰決策。另外，值得思考的是，本研究發(fā)現(xiàn)積極應(yīng)對方式與應(yīng)對效能的關(guān)系與以往研究結(jié)果不同［22］。原因可能是足球裁判員面對不同執(zhí)法環(huán)境中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，需要依據(jù)比賽規(guī)則迅速作出判罰和進(jìn)行妥善處理，為保證比賽的順利進(jìn)行往往促使他們更傾向于采用積極的應(yīng)對方式進(jìn)行處理，以保護(hù)被侵犯人員的利益并對犯規(guī)人員進(jìn)行處罰，避免引起事件擴(kuò)大化。當(dāng)裁判員采用積極的方式對應(yīng)激源進(jìn)行有效處理之后，通過不斷自我對話、反思等方式不斷增強(qiáng)處理應(yīng)激事件的信心，提高自身應(yīng)對能力，進(jìn)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(chǔ)上，進(jìn)一步揭示了應(yīng)激源對足球裁判員決策滿意度的作用機(jī)制。從理論角度來看，研究結(jié)果支持了應(yīng)激CPT 理論模型，進(jìn)一步表明了執(zhí)法壓力、應(yīng)對方式和認(rèn)知評價之間的復(fù)雜互動過程，以及對個體行為產(chǎn)生的效果。為足球裁判員有效應(yīng)對執(zhí)法壓力和提高判罰決策滿意水平提供理論指導(dǎo)。從實踐角度來看，在培養(yǎng)足球裁判員過程中，應(yīng)在正確學(xué)習(xí)和運(yùn)用規(guī)則的基礎(chǔ)上，重視裁判員應(yīng)對能力的訓(xùn)練。通過創(chuàng)設(shè)執(zhí)法比賽中各式各樣應(yīng)激事件，增加裁判員處理應(yīng)激源的機(jī)會，引導(dǎo)裁判員采用積極的應(yīng)對方式，進(jìn)而提升處理應(yīng)激源的自信程度、勝任力和認(rèn)知水平，避免應(yīng)激源對判罰決策的影響，以保證比賽公平公正的順利進(jìn)行。
以滿足患者健康需求為目標(biāo)，以垂直管理激發(fā)內(nèi)生動力，以信息化建設(shè)為翅膀，盛京醫(yī)院樹立了精品護(hù)理和延伸護(hù)理的新標(biāo)桿。
4 結(jié)論
1）足球裁判員應(yīng)激源、積極應(yīng)對方式、應(yīng)對效能和決策滿意度之間兩兩顯著相關(guān)，且應(yīng)激源能顯著負(fù)向預(yù)測決策滿意度。
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2）積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能在足球裁判員應(yīng)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(yīng)對方式的單獨中介作用；二是應(yīng)對效能的單獨中介作用；三是積極應(yīng)對方式和應(yīng)對效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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