中超球隊主教練變更影響因素及效果分析
——基于事件史分析方法

付 磊，江寒驍，石昊東，陳叢刊

（西南財經(jīng)大學(xué) 體育與經(jīng)濟管理中心，四川 成都 611130）

類似于企業(yè)的CEO，主教練普遍被認為是職業(yè)足球球隊成敗的關(guān)鍵。近年來中國足球協(xié)會超級聯(lián)賽（以下簡稱“中超”）球隊主教練更換極為頻繁，2015—2020 年已有70 多名中超球隊主教練從崗位上卸任，平均每個賽季有近14 名主教練“下課”。主教練變更不僅影響球隊信心，也不利于打法體系的穩(wěn)定，這種頻繁換帥的現(xiàn)象成為中超俱樂部運營問題的一個縮影。通常認為，主教練的解雇或變更多是因為球隊在賽季中的表現(xiàn)未能達到預(yù)期[1-2]，俱樂部管理層做出這樣重大的戰(zhàn)略改變，往往期望主教練更替能促進組織變革以提升球隊成績。也有學(xué)者[3-4]認為，俱樂部過度追求短期目標，在換帥后成績依然不盡如人意，會導(dǎo)致頻繁更換主教練的惡性循環(huán)，不利于俱樂部的長期發(fā)展。而且，主教練的變更并非都與球隊戰(zhàn)績不佳有關(guān)，有實證研究[5]發(fā)現(xiàn)，主教練被解雇只有20%的原因可以歸咎于球隊成績低于俱樂部的預(yù)期，因此關(guān)于主教練變更的原因是一個富有爭議且值得探討的話題。

對于主教練的更替一般存在3 種理論。第1 種是“常識”理論，即在俱樂部董事會與主教練的博弈中，俱樂部一方通常在更替主教練過程中占據(jù)主導(dǎo)地位，主教練常常會因為球隊表現(xiàn)不理想而作為第一責(zé)任人被俱樂部替換。俱樂部選擇更換主教練旨在為球隊注入新的動力，達到提高成績的目的[6]。第2 種為“惡性循環(huán)”理論，認為即便更換了主教練，糟糕的戰(zhàn)績依然難以得到改善，頻繁的主教練變更導(dǎo)致惡性循環(huán)[7]。第3 種是“替罪羊”理論，認為球隊的表現(xiàn)與主教練的變更與否關(guān)系不大，俱樂部為了給董事會和球迷交代而把責(zé)任都推卸給主教練，讓主教練成為球隊失利的“替罪羊”[8]。

綜上所述，主教練變更有著更為復(fù)雜的影響因素和內(nèi)在機理，中超發(fā)展至今成為我國最高級別的職業(yè)足球聯(lián)賽，而對于近年來中超球隊主教練的頻繁更替，學(xué)術(shù)界的定量研究還較為缺乏。目前少數(shù)文獻僅對主教練更替是否影響球隊表現(xiàn)進行實證研究，而鮮見對中超球隊主教練的更替周期和影響因素的研究，另外也有研究[9]發(fā)現(xiàn)，球隊表現(xiàn)與主教練更替并非呈簡單線性關(guān)系。因此，研究中超球隊主教練變更的生命周期及影響因素對于中超的良性可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

本文的貢獻主要在于兩個方面：一方面，首次引入事件史分析方法（event-history analysis）研究中超球隊主教練變更問題，選取2010—2019 年中超球隊主教練為數(shù)據(jù)樣本，對中超球隊主教練變更的生存函數(shù)和風(fēng)險函數(shù)進行刻畫；另一方面，用COX 比例風(fēng)險回歸模型研究主教練變更的影響因素，除球隊表現(xiàn)因素之外還探索了關(guān)于主教練權(quán)力、聲望和俱樂部預(yù)期等，填補了國內(nèi)該研究領(lǐng)域的空白。

1 文獻綜述與理論假設(shè)

1.1 球隊表現(xiàn)與主教練變更

獲取比賽勝利是中超球隊的核心目標，早期的“常識理論”認為，主教練更替歸因于執(zhí)教球隊表現(xiàn)不佳。當(dāng)球隊表現(xiàn)未達預(yù)期時，俱樂部所有者考慮的解決方案中第一準則就是解雇主教練。董事會一般通過球隊一個完整賽季的表現(xiàn)來評估主教練能力，球隊較差的表現(xiàn)通常與主教練管理失控畫上等號，或者代表著主教練不努力，因此主教練很容易處于被替換的境地[10]，尤其在球隊長期表現(xiàn)較差時主教練變更的可能性會大幅提升[11]。但中超也屢次出現(xiàn)賽季內(nèi)中途換帥的情況，例如，2016—2018 年 3 個賽季江蘇蘇寧俱樂部就更換了6 名主教練，2019 賽季則有7 支隊伍9 次中途換帥。綜上，鑒于球隊長期表現(xiàn)和短期表現(xiàn)對主教練變更的影響機制可能不同，本文將兩者共同納入理論分析和實證研究框架。

對于球隊長期表現(xiàn)與主教練更替的關(guān)系，學(xué)術(shù)界存在2 種不同觀點。一種觀點支持球隊表現(xiàn)與主教練變更呈顯著負相關(guān)，即表現(xiàn)糟糕的球隊更換主教練的概率更大。委托-代理理論認為，管理者應(yīng)該對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績負責(zé)，如果業(yè)績表現(xiàn)持續(xù)不佳會增加企業(yè)的代理成本，使得代理問題趨于嚴重，董事會將尋求各種解決方案以降低代理成本，更換不合格的管理人員是主要的解決措施之一[12]。作為球隊的全權(quán)管理者，主教練對球隊的比賽活動、競技成績等負有最終責(zé)任, 因此球隊表現(xiàn)是董事會做出主教練變更決定的重要決策依據(jù)[13]。以往研究表明，球隊長期表現(xiàn)與主教練變更存在負向線性關(guān)系（包括對德國聯(lián)賽[14]和荷蘭聯(lián)賽[15]的實證研究等）。盡管更換主教練并不能立即改善球隊績效，但俱樂部所有者仍然相信新上任的主教練會帶來新的戰(zhàn)略戰(zhàn)術(shù)變革，對球隊表現(xiàn)起到積極作用。另一種觀點認為，球隊表現(xiàn)與主教練變更并非呈簡單的線性關(guān)系[9]，表現(xiàn)好的球隊也無法避免主教練離職，一些主教練幫助俱樂部取得輝煌戰(zhàn)績后功成身退，這種情況一般發(fā)生在主教練合同期即將結(jié)束的時候。根據(jù)參照點契約理論[16]，主教練的年薪是合同事先約定的，而主教練執(zhí)教后的產(chǎn)出具有較大的不確定性：一方面球隊突出的成績可能引起其他俱樂部對該主教練的興趣，通過高薪等方式挖掘該主教練；另一方面由于中超球隊主教練簽訂的通常是1～2 年的短期合約，球隊突出的表現(xiàn)成為主教練在續(xù)約談判時要求漲薪的籌碼，但俱樂部在很多情況下無法滿足主教練的要求，續(xù)約談判會以失敗而告終。因此，在球隊取得超過預(yù)期的成績時，球隊表現(xiàn)也可能與主教練變更呈現(xiàn)正向關(guān)系。

相對于以球隊長期表現(xiàn)考量主教練的執(zhí)教能力，短期表現(xiàn)對主教練變更的影響相對簡單。例如，一些俱樂部會更換短期內(nèi)無法扭轉(zhuǎn)球隊戰(zhàn)績不佳狀況的主教練[17]，盡管這些主教練在之前的執(zhí)教生涯中表現(xiàn)不錯，但接手連續(xù)失利的球隊之后也難以在短期內(nèi)扭轉(zhuǎn)頹勢，球隊連續(xù)的失利會讓主教練承受巨大壓力，并且無法度過信任危機而被迫離職[18]。通常出現(xiàn)的情形是球隊在短期內(nèi)表現(xiàn)糟糕，狀態(tài)萎靡而又不能給出積極的回應(yīng)，迫于球迷的壓力和俱樂部管理者急于改變現(xiàn)狀，根據(jù)“替罪羊”理論董事會可能更傾向于做出替換主教練的決策[19-20]，在這種情況下主教練被更換的風(fēng)險增大。基于上述分析，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1a：球隊長期表現(xiàn)與主教練變更風(fēng)險呈U 型關(guān)系。

假設(shè)1b：球隊短期表現(xiàn)與主教練變更風(fēng)險呈負相關(guān)關(guān)系。

1.2 球隊期望與主教練變更

除球隊表現(xiàn)之外，期望是評估主教練績效的一個重要因素。主教練變更受表現(xiàn)和期望的共同影響，根據(jù)前景理論和期望不一致理論，俱樂部所有者和球迷對主教練的滿意是通過兩階段過程實現(xiàn)的：在第一階段俱樂部所有者和球迷對球隊成績形成事前期望，在主教練執(zhí)教期間球隊獲得的真實成績與事前期望的差距成為“不一致”；在第二階段俱樂部所有者和球迷由“不一致”的不同情況做出是否滿意的反應(yīng)。另外在企業(yè)行為理論中，絕對績效并不能作為評價經(jīng)理人工作表現(xiàn)的單一標準，在實際評價過程中往往跟委托人的期望值有關(guān)[21]。足球職業(yè)聯(lián)賽中這種現(xiàn)象尤為顯著，例如中超的奪冠熱門球隊和保級球隊各自的期望值就存在巨大差異，無論俱樂部所有者還是球迷都會將現(xiàn)實中的比賽結(jié)果與自己事前的期望相比較，當(dāng)球隊的表現(xiàn)遠落后于期望時，主教練的處境將變得危險，甚至面臨解雇[22]。在現(xiàn)實中學(xué)者[2]也證實了俱樂部的期望顯著影響主教練是否留任，球隊表現(xiàn)超出事前期望則主教練留任時間更長，反之可能很難留任。一般認為，球隊的期望受俱樂部投入和過去成績兩方面的影響，當(dāng)俱樂部對球隊的投入提高[19]，或過去良好的表現(xiàn)期待得到延續(xù)時，主教練的位置更容易發(fā)生變動[10]。這說明一方面主教練在承載高期望值的同時，相應(yīng)的難度會加大，風(fēng)險也就更高[9]，另一方面較高的期望也使得俱樂部在球迷視野中受到更多的關(guān)注，承受更大的壓力[23]?；谏鲜龇治?，結(jié)合球隊績效與期望的共同作用，檢驗對主教練變更的影響，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)2：俱樂部的期望與主教練變更風(fēng)險呈正相關(guān)關(guān)系。

1.3 權(quán)力與主教練變更

權(quán)力是影響主教練或企業(yè)經(jīng)理人變更的重要因素之一，在管理學(xué)文獻中，權(quán)力通常指“個體行動者發(fā)揮其意志的能力”，同時也是影響組織決策的關(guān)鍵因素，當(dāng)個人在組織中積累了較大權(quán)力時，就具有更大的能力影響組織決策。根據(jù)戰(zhàn)略權(quán)變理論，CEO 的權(quán)力取決于其使組織適應(yīng)環(huán)境，面對不確定性和多樣性的能力。根據(jù)資源依賴理論，CEO 的權(quán)力取決于其為組織提供差異化資源的能力，如信息、專業(yè)技能和聲望等[24]。通常認為，個人在組織中可以通過結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有者權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力4 個方面獲得權(quán)力[5]。

（1）結(jié)構(gòu)權(quán)力來自個人在組織結(jié)構(gòu)中的位置，層級越高的管理者擁有更大的權(quán)力。在組織中，經(jīng)理人擁有的職位頭銜越多，隨之擁有的權(quán)力就越大。中超球隊主教練在某些情況下也具有多重頭銜，除了主教練的身份外，同時還可以兼任總經(jīng)理、副總經(jīng)理、領(lǐng)隊或足球技術(shù)總監(jiān)等職位。主教練具有的多重頭銜體現(xiàn)其在俱樂部中的重要性，結(jié)構(gòu)權(quán)力越大，俱樂部對主教練的人事變動越困難。

（2）所有者權(quán)力通常是指企業(yè)所有者在決策上的話語權(quán)。中超俱樂部股權(quán)結(jié)構(gòu)具有2 個特征：一是股權(quán)集中度較高，第一大股東平均持股率基本占70%以上，由國有企業(yè)或民營大企業(yè)收購并持有，說明所有者的話語權(quán)較大。二是流通性高，股權(quán)的交易較為頻繁。俱樂部控股股東的更換可能導(dǎo)致俱樂部戰(zhàn)略方向和目標的調(diào)整，對變更主教練的決策產(chǎn)生很大影響[9-10]。

（3）專家和聲望權(quán)力基于外界對經(jīng)理人的評價，這種聲望可以來自過去的經(jīng)歷和榮譽，也可以是利益相關(guān)者認可的職業(yè)地位[25]。在職業(yè)足球聯(lián)賽中主教練的聲望尤其重要，基于其豐富的經(jīng)驗和過往的成功經(jīng)歷，其執(zhí)教表現(xiàn)會得到俱樂部更多的寬容和支持[26]。另外，這些主教練還擁有業(yè)內(nèi)較廣人脈資源的優(yōu)勢，這種優(yōu)勢在吸引球員加盟、處理“更衣室關(guān)系”等方面發(fā)揮非同尋常的作用。所以，聲望權(quán)力的作用表現(xiàn)為俱樂部高層和利益相關(guān)者對有聲望的主教練的能力認可度更高，愿意給予他們更長的時間去架構(gòu)和改造球隊?；谏鲜龇治?，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)3a：主教練結(jié)構(gòu)權(quán)力與主教練變更風(fēng)險呈負相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3b：俱樂部所有者權(quán)力改變與主教練變更風(fēng)險呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3c：主教練聲望權(quán)力與主教練變更風(fēng)險呈負相關(guān)關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2019 年在中超各俱樂部工作的主教練為研究樣本，將主教練的任期以一個賽季為單位進行區(qū)間切分，即從賽季開始作為起點，到下個賽季開始作為終點[23,27]，最終得到160 個單位任期作為觀測樣本。另外考慮到長度不同的單位任期不能用于COX 比例風(fēng)險回歸模型，在數(shù)據(jù)中刪除一個賽季內(nèi)經(jīng)歷上任并且離任的樣本，總共涵蓋了137 人次的主教練任期時長。數(shù)據(jù)主要來源于Transfermarket 網(wǎng)站、中超官網(wǎng)，并輔以《足球報》等體育報刊以及各俱樂部官方網(wǎng)站、新浪網(wǎng)、搜狐網(wǎng)等網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容提供商信息。

2.2 變量說明

定義主教練是否變更（TURN）為被解釋變量，當(dāng)主教練在單位任期內(nèi)變更，賦值為1，如果主教練在下一單位任期中仍然在任，賦值為0。結(jié)合前文梳理的文獻理論和研究假設(shè)，主要解釋變量分為球隊表現(xiàn)、期望和權(quán)力3 個部分。

（1）球隊表現(xiàn)。球隊表現(xiàn)變量分為長期表現(xiàn)和短期表現(xiàn)2 類，長期表現(xiàn)以球隊賽季場次勝率（WP）表示[27]，具體為（勝利場次/總場次）×100%，如果主教練在賽季中發(fā)生了變更，勝率數(shù)據(jù)只統(tǒng)計該主教練執(zhí)教下的比賽場次。球隊短期表現(xiàn)選取賽季末倒數(shù)4 場比賽的積分總和（LFP）[18,22]，如果主教練在賽季中離職，計算離職前4 場比賽的積分總和。

（2）期望。選取球隊上賽季場次勝率（LWP）、球隊投入排名與實際排名差值（DIS）2 個變量刻畫球隊期望值。以往研究[10,27]表明，球隊上賽季的場次勝率越高，主教練面對被更換的壓力越大，說明主教練接手一支強隊時必然面臨俱樂部管理層或球迷較高的期望。球隊投入排名與實際排名差值（DIS）是指期初球隊的資金投入排名減去期末實際的積分排名，數(shù)值為正說明球隊的績效高于資金投入，從投入產(chǎn)出的角度能反映俱樂部所有者對于主教練執(zhí)教水平的期望[26-27]。

（3）權(quán)力。結(jié)構(gòu)權(quán)力指標由主教練是否兼任其他職位（MP）來度量，“是”賦值為1，“否”賦值為0。選取控股股東的更換與否（SP）作為刻畫所有者權(quán)力的指標，“是”賦值為1，“否”賦值為0。聲望資本由6 個指標構(gòu)成：a 帶領(lǐng)球隊獲得中超冠軍；b 帶領(lǐng)球隊進入亞冠聯(lián)賽；c 有過中國國字號球隊任職經(jīng)歷；d 執(zhí)教過歐洲四大聯(lián)賽（英超、德甲、西甲、意甲）俱樂部；e 執(zhí)教球隊獲得過國內(nèi)聯(lián)賽、洲際聯(lián)賽或杯賽的冠軍；f 執(zhí)教曾經(jīng)進過世界杯賽的國家隊。每位主教練在職業(yè)生涯中若達成c、d、f 項中的1 次或多次，該項都積1 分；a、b、e 達成1 次則該項積1 分，多次則積多分，最終累計得到總分。經(jīng)統(tǒng)計目前中超球隊主教練聲望資本積分的范圍在0～22。經(jīng)過與行業(yè)內(nèi)專業(yè)人士的討論并結(jié)合現(xiàn)有文獻，上述指標能夠保證其刻畫聲望權(quán)力的有效性和準確性。

為了盡可能降低遺漏變量對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文設(shè)置多個控制變量：使用10 個年度虛擬變量，即2010—2019 年分別賦值為1，其余年份賦值為0，用于控制可能因時期不同而產(chǎn)生的影響；引入主教練年齡、市場規(guī)模等控制變量。所有變量的說明見表1。

表1 研究變量設(shè)計與說明Table 1 Design and description of research variables

2.3 變量的描述性統(tǒng)計

為探究樣本數(shù)據(jù)的分布規(guī)律，對本文的主要變量進行了描述性統(tǒng)計。表2 計算了各變量的均值、最大值、最小值和標準差，為進一步的實證研究提供了可靠的信息，具體表現(xiàn)為：①主教練在單位任期內(nèi)更替較為頻繁，TURN 的平均值為0.68，即68%的主教練在單位任期末離職；②球隊的投入產(chǎn)出比波動較大，球隊投入排名與實際排名差值（DIS）的標準差為4.03，說明各球隊在得到不同資金量的注入后所表現(xiàn)出的實際效果存在較大差異；③主教練在俱樂部一般很少身兼其他職務(wù)，而是專注于球隊的訓(xùn)練和管理，主教練兼任其他職位（MP）的均值僅為0.18；④中超各俱樂部的所有者并不穩(wěn)定，股權(quán)交易時有發(fā)生，期初控股股東發(fā)生變化（SC）的均值達到0.5，說明很多投資方對俱樂部沒有長期持有運營的能力或意愿；⑤中超確有部分蜚聲中外的大牌主教練，但占比不高，表現(xiàn)為聲望資本（REPU）的最小值（0）與最大值（22）之間的差值較大，但均值僅為3.74。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Descriptive of the main variables

3 中超球隊主教練變更影響因素的實證分析

3.1 主教練變更的單因素分析

為了更直觀地觀測中超球隊主教練變更的規(guī)律，運用Kaplan-Meier 非參數(shù)方法繪制生存函數(shù)曲線對主教練隨任教時間的變更概率進行估計。生存函數(shù)曲線圖1 橫坐標為時間，縱坐標為生存率，反映了主教練生存概率隨時間的變化關(guān)系，曲線展示了在95%的置信區(qū)間范圍內(nèi)，主教練在觀測窗口內(nèi)各時間點的生存概率。如圖1 所示，主教練在任職的1～3 年內(nèi)生存率迅速下降，生存率超過2 年的主教練只有22%，超過3 年的生存率僅為7.5%。樣本中55 名主教練在執(zhí)教的第1 年內(nèi)就離開了職位，占比約為34%，第2 年生存率急速下降，共有70 名主教練離職，執(zhí)教時間超過4 年的只有4 名主教練。

圖1 中超球隊主教練的生存函數(shù)Figure 1 Survival function of CSL head coaches

根據(jù)理論假設(shè)將主教練按績效、權(quán)力和期望分組，比較組別之間的生存率變化趨勢。圖2 反映了球隊長期表現(xiàn)對主教練變更的影響，可以看出球隊賽季場次勝率高的主教練執(zhí)教時間更長，生存率明顯較高。圖3反映了期望對主教練變更的影響，顯然表現(xiàn)高于期望的主教練的生存率更高。圖4 則根據(jù)控股股東的更換與否（SP）將樣本分組，可見俱樂部的控股股東保持穩(wěn)定更有利于主教練任期的延長。

圖2 中超球隊賽季勝率的生存函數(shù)對比Figure 2 Comparison of survival function of CSL team winning rate in season

圖3 中超球隊期望的生存函數(shù)對比Figure 3 Comparison of survival function of CSL team expected

圖4 中超球隊權(quán)力結(jié)構(gòu)的生存函數(shù)對比Figure 4 Comparison of survival function of CSL team power structure

上述非參數(shù)分析結(jié)果可直觀顯示單因素對主教練變更的影響規(guī)律，除此之外，仿佛主教練離職風(fēng)險只與時間相關(guān)，而實際情況更為復(fù)雜，多種因素可能同時影響主教練的生存率。為更全面地厘清多個變量對主教練變更的影響，接下來采用更為正式的半?yún)?shù)COX 比例風(fēng)險回歸模型對影響因素進行實證分析。

3.2 主教練變更的多因素分析

在COX 比例風(fēng)險回歸模型中觀測起點為某單個賽季初，終點為某單個賽季末，特定事件則是俱樂部的主教練出現(xiàn)變更的情況。若在觀測終點主教練已經(jīng)發(fā)生變更則為完整數(shù)據(jù)，若未發(fā)生特定事件則為右刪失數(shù)據(jù)，本文選取的樣本中存在50 個刪失數(shù)據(jù)。主教練變更影響因素的基礎(chǔ)模型為：

其中，h0(t) 表示基準生存風(fēng)險率函數(shù)，模型采用指數(shù)化形式，expβm描述的是協(xié)變量 βm變化一單位對主教練變更風(fēng)險的影響。

為更好地體現(xiàn)多變量對因變量的作用機理，運用Stata 15.1 軟件通過嵌套的方式逐步引入自變量，形成3 個模型，模型1 將與球隊表現(xiàn)相關(guān)的變量納入回歸模型，模型2 中添加期望維度變量，模型3 加入權(quán)力維度變量，通過以上步驟完成基準回歸結(jié)果，如表3 所示。

表3 中超球隊主教練變更影響因素回歸結(jié)果Table 3 The regression results of the influencing factors of turnover of head coaches in CSL

對于球隊長期表現(xiàn)的影響，賽季勝率在3 個模型中系數(shù)均為負且顯著（P＜0.01），說明球隊表現(xiàn)對主教練變更有明顯的影響，而賽季場次勝率平方變量在模型1 和模型2 中在1%的水平上顯著，在模型3 中在5%的水平上顯著，表明球隊表現(xiàn)對主教練變更的影響并非線性的，而是U 型關(guān)系，假設(shè)1a 得到驗證。對于短期表現(xiàn)，期末前4 場積分總和在3 個模型中系數(shù)均為負，但僅有模型1 在10%水平上顯著，模型2 和3均不顯著，說明模型1 中還存在重要的遺漏變量，逐步加入變量后發(fā)現(xiàn)球隊短期表現(xiàn)對主教練變更并無顯著影響，因此拒絕了假設(shè)1b。

期望層面的影響因素包括上賽季場次勝率、球隊投入排名與實際排名差值（DIS）2 個變量。上賽季場次勝率在模型中均不顯著，可見上賽季場次勝率高、表現(xiàn)好的球隊主教練并不一定面臨更高的離職壓力。但是DIS 在模型2 和模型3 中系數(shù)均在5%的水平上顯著為負，意味著當(dāng)球隊的實際產(chǎn)出高于前期投入越多，主教練發(fā)生變更的可能性越低，反之越高。綜上說明，期望與主教練變更風(fēng)險呈正相關(guān)，支持假設(shè)2。

在權(quán)力層面的各變量中，期初控股股東發(fā)生變化在5%的水平上顯著為正，所有者權(quán)力影響成立，支持假設(shè)3b，說明俱樂部股權(quán)變動顯著影響主教練變更。結(jié)構(gòu)權(quán)力和聲望資本沒有呈現(xiàn)出明顯的影響，假設(shè)3a 和3c 并未被證實，可能的原因在于能夠獲得結(jié)構(gòu)權(quán)力的主教練在俱樂部僅是暫時兼職擔(dān)任主教練，例如山東魯能隊的主教練李霄鵬在2020 年10 月卸任主教練后仍任職副總經(jīng)理和技術(shù)總監(jiān)。聲望資本通常在聘任主教練時發(fā)揮作用，但在開始執(zhí)教之后，俱樂部高層更關(guān)注實際成績帶來的收益，聲望資本帶給主教練額外抵御風(fēng)險的作用有限。

4 對實證結(jié)果的進一步檢驗

4.1 穩(wěn)健性分析

上文建立了基準回歸模型，并通過逐步引入變量的方式探究了多因素對主教練變更的影響機理。但目前還存在如下幾個問題：①本文主要變量之一球隊表現(xiàn)可用積分勝率和場次勝率2 種方式刻畫，在現(xiàn)實中2 種勝率的度量存在一定差異，如在聯(lián)賽中常常出現(xiàn)球隊勝場相同而積分不同的情況，因此用積分勝率替換場次勝率作為球隊表現(xiàn)變量可能會影響回歸結(jié)果。②2020 年以前每年都有2 支中甲球隊升入中超（2020年后升降級政策有所調(diào)整，但不在本文數(shù)據(jù)統(tǒng)計范圍之內(nèi)），“升班馬”在上賽季的勝率必然很高，升入中超后投資者的期望一般以保級為目標，因此以上賽季球隊表現(xiàn)與本賽季球隊資金投入差值作為期望基準可能會造成樣本統(tǒng)計偏差。基于上述原因，為保證研究的科學(xué)性和可靠性，對前文實證結(jié)果再次進行一系列的穩(wěn)健性檢驗分析（表4）。

表4 中超球隊主教練變更影響因素穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果Table 4 Robust tests for the regression results of the influencing factors of turnover of head coaches in CSL

在模型4 中將場次勝率替換為積分勝率，按照聯(lián)賽積分規(guī)則，場次勝率一般要低于積分勝率，積分勝率計算方法為主教練執(zhí)教單位任期中球隊的積分勝率，具體為單位任期內(nèi)球隊積分/90（總積分按30 場比賽每場3 分計算）?；貧w結(jié)果顯示，長期表現(xiàn)與主教練變更仍然呈U 型關(guān)系，但一次項的系數(shù)略微偏高，短期表現(xiàn)不顯著，期望和權(quán)力等變量的影響基本與模型3 一致，進一步驗證了基準模型的穩(wěn)健性。模型5 是將樣本中的“升班馬”球隊剔除后的回歸結(jié)果，由于“升班馬”球隊上賽季在中甲的比賽勝率較高，剔除后投入與產(chǎn)出差（DIS）的影響減弱，長期表現(xiàn)和其他變量的影響與基準模型一致，可見“升班馬”的存在對于回歸結(jié)果有一定的影響，中甲球隊與中超球隊的投資差距巨大，在“升超”之后不少球隊也保持著理性投入、穩(wěn)步發(fā)展的心態(tài)，但總之期望變量對主教練更替的影響仍然是顯著的。

4.2 更換主教練前后的效果對比

對于俱樂部管理者而言，更換主教練后的效果尤為重要，是檢驗管理者決策成敗的關(guān)鍵因素，因此需要檢驗俱樂部更換教練前后的積分勝率是否存在顯著差異（表5），并分別辨識長期（賽季勝率）和短期（更換前后4 場比賽勝率）2 種類型。由于配對樣本并不服從正態(tài)分布，考慮使用非參數(shù)方法，采用Wilcoxon 秩和檢驗分析樣本前后勝率差異。

表5 中超球隊更換主教練前后的Wilcoxon 秩和檢驗結(jié)果Table 5 Wilcoxon rank-sum test of effect before and after the turnover of head coaches in CSL

在更換主教練的132 組配對樣本中，長期視角下主教練更換后球隊勝率高于更換前的數(shù)量為71 組，勝率低于更換前的為60 組，其中1 組樣本勝率保持不變，P=0.125 說明主教練更換前后長期勝率的差異不顯著。短期視角下主教練更換后球隊勝率高于更換前的數(shù)量為71 組，勝率低于更換前的數(shù)量為32 組，29 組樣本勝率保持不變，P=0.003 說明主教練更換前后短期勝率存在顯著差異。綜上說明，在統(tǒng)計學(xué)意義上更換主教練后球隊短期勝率顯著提升，而長期勝率沒有顯著變化。一些球隊換帥后短期內(nèi)勝率增加有可能是因為新帥帶來士氣的提升和戰(zhàn)術(shù)的變革，但從長期看，能讓球隊“脫胎換骨”的情況并不多見。本文重點在于探索主教練變更的影響因素，對于更換后的效果并不一一展開論述，具體可參考文獻[4]。

5 討 論

職業(yè)球隊主教練變更是影響球隊績效的重要因素，但一直以來學(xué)界缺乏對主教練變更影響因素的量化研究。針對中超球隊主教練頻繁變更的問題，本文以2010—2019 賽季中超俱樂部主教練任免的數(shù)據(jù)作為考察對象，以事件史分析方法研究中超球隊主教練變更的周期規(guī)律，結(jié)合文獻與理論假設(shè)，以COX 比例風(fēng)險回歸模型探討中超球隊主教練變更的影響因素，以多模型逐步回歸和穩(wěn)健性檢驗反映不同變量的影響機制，以下從俱樂部運營和資源配置的視角對相關(guān)結(jié)果進行討論。

5.1 正視主教練變更規(guī)律，提前做好規(guī)劃和預(yù)警

刻畫了近十年中超球隊主教練變更風(fēng)險隨任教時間推移的概率分布，發(fā)現(xiàn)中超球隊主教練平均任期時長為1.4 年，超過1/3 的主教練在第1 年就離開了任職俱樂部，超過3/4 的主教練在第2 年離職，因此主教練上任后1～2 年存在一個高風(fēng)險離職期。在職業(yè)足球聯(lián)賽中長期以來都存在一個固有認知：俱樂部球隊在成績不如意時首先想到的就是更換主教練，而足球比賽的不確定性使得多數(shù)球隊在不同賽季中表現(xiàn)上下波動，因此導(dǎo)致主教練常常在執(zhí)教1～2 年后就被更換。在現(xiàn)實職業(yè)聯(lián)賽中不乏換帥后球隊在短期內(nèi)脫離困境的案例，但也存在許多更換主教練之后依然無法扭轉(zhuǎn)頹勢的局面，實證分析表明更換主教練前后的長期勝率變化并不顯著（表5）。因此，有觀點認為，頻繁或短期的主教練變更影響球隊信心和戰(zhàn)術(shù)體系的穩(wěn)定。相對于歐洲聯(lián)賽的百年俱樂部，中超球隊建立時間不長，打法體系也尚未成熟，與主教練的磨合仍需時日，頻繁換帥可能成為俱樂部管理者不斷試錯的結(jié)果。中超球隊主教練更替多數(shù)為俱樂部層面的決策，也有部分是主教練主動提出離職，無論哪一種情況都需要俱樂部管理者了解并正視主教練變更規(guī)律，掌握主教練生存周期和與球隊磨合的規(guī)律，做好球隊發(fā)展的長期規(guī)劃，既要規(guī)避短期換帥導(dǎo)致的違約成本或摩擦性成本過高，也要提前采取必要措施降低俱樂部因主教練主動離職造成的損失，在主教練生存率較低的周期加強溝通，調(diào)用資源解決主教練工作中的問題。另外，從2019 年起中國足協(xié)正式實施“梯隊捆綁俱樂部注冊制度”，規(guī)定中超、中甲俱樂部要擁有U19、U17、U15、U14、U13 五級梯隊，預(yù)示著俱樂部更要注重教練團隊和梯隊的培養(yǎng)，而不能只把目光放在“金字塔”的頂端。

5.2 球隊表現(xiàn)與期望的影響機理

與以往研究不同，本文將球隊表現(xiàn)和期望共同納入分析框架，并將球隊表現(xiàn)分為長期和短期2 種類型，得到了更為有趣的結(jié)果。球隊長期表現(xiàn)對主教練變更有顯著影響，并且呈現(xiàn)U 型關(guān)系，說明球隊表現(xiàn)過差或過好都會成為主教練變更的導(dǎo)火索，許多主教練因為戰(zhàn)績不佳被俱樂部替換，也有一些取得好成績的主教練選擇功成身退，或被其他俱樂部“挖墻腳”。球隊短期表現(xiàn)與主教練變更的關(guān)系并不顯著，說明多數(shù)俱樂部對主教練的考察有一定的耐心，或者因為違約金造成短期更換主教練成本過高，從3.1 節(jié)的生存函數(shù)中也可以看出主教練短期離職的概率較低。當(dāng)然本文對于短期和長期的定義也是相對的，緣于中超球隊主教練更替過于頻繁，一個賽季左右“下課”的主教練也不在少數(shù)，球隊表現(xiàn)顯然是導(dǎo)致主教練變更的核心因素。然而，換帥并非是中超球隊包治百病的靈丹妙藥，4.2 節(jié)數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果顯示，主教練變更前后球隊的成績變化僅在短期顯著，而長期效果并不顯著。因此，球隊失利的原因不能全部歸咎于主教練，俱樂部考慮是否更換主教練時要綜合評價主教練的工作成果，更要基于俱樂部長期發(fā)展的戰(zhàn)略思考，對于應(yīng)該更換的主教練要當(dāng)機立斷，但勿因短期提升球隊表現(xiàn)的動機而頻繁更替主教練，這樣對球隊建設(shè)弊大于利，球隊難以形成穩(wěn)定的打法風(fēng)格，最終導(dǎo)致“惡性循環(huán)”。

球隊表現(xiàn)好壞是以初始的期望值為參照的，實證結(jié)果也解釋了兩者共同作用對主教練變更的影響，當(dāng)期望值提升時，達不到預(yù)期的主教練更容易被更替，結(jié)果與前期理論一致。近年來不乏存在某些中超俱樂部為提升球隊績效“一擲千金”買入大牌主教練或球員的現(xiàn)象，2021 賽季中超16 支球隊中只有6 名本土主教練，其余均為高薪聘請的海外主教練，而本土主教練與外籍主教練的薪酬差距巨大。高投入往往伴隨著俱樂部所有者和球迷的高期望值，并且高投入在短期帶來的成績往往不可持續(xù)。針對中超足球投入成本的不斷攀升，在2018 年中超職業(yè)聯(lián)賽總結(jié)大會上中國足協(xié)正式公布了聯(lián)賽的限薪政策和投入標準，希望俱樂部能夠理性投入發(fā)展足球事業(yè)。因此，俱樂部投入應(yīng)遵循足球運動發(fā)展規(guī)律，循序漸進，夯實根基，完善管理機制，從主教練到球員打造好各級梯隊，優(yōu)化青訓(xùn)體系，辦好各級別賽事。另外，俱樂部投資者和管理者更應(yīng)在運營和創(chuàng)收層面上下功夫，讓俱樂部由簡單的“輸血式”培育轉(zhuǎn)型為“造血式”自主發(fā)展，以避免過度投資而導(dǎo)致的財務(wù)危機。

5.3 規(guī)范股權(quán)制度，塑造俱樂部文化

在權(quán)力結(jié)構(gòu)方面，所有者權(quán)力變化顯著影響主教練變更，這意味著俱樂部所有者如果出現(xiàn)經(jīng)常性變動，很容易引發(fā)連鎖反應(yīng)而導(dǎo)致主教練頻繁更替，這與企業(yè)股權(quán)變更后CEO 或高管成員的調(diào)整有相似之處。由于中國職業(yè)足球起步晚，在商業(yè)運作上遠不如職業(yè)化程度高的發(fā)達國家，球隊冠名權(quán)成為中超俱樂部收入的重要來源，因此相對于歐美、日本等聯(lián)賽球隊，中超俱樂部近年來因所有者或贊助商更迭而導(dǎo)致球隊股權(quán)頻繁變動，球隊的名稱也不斷更改，其后果不但影響主教練的生存，也造成俱樂部文化等無形資產(chǎn)的損失。2020 年中國足協(xié)發(fā)布《關(guān)于各級聯(lián)賽實行俱樂部名稱非企業(yè)化變更的通知》，也稱為中性化更名，要求各隊必須實現(xiàn)俱樂部名稱與企業(yè)脫鉤，其目的是更好地傳承足球俱樂部的地域文化和足球文化，并推動股權(quán)多元化發(fā)展，希望能通過固定球隊名稱使俱樂部建立自己的品牌文化和球迷的歸屬感。但改革并非是“一刀切”或一蹴而就的，要充分考慮資本市場的運作規(guī)律并體現(xiàn)社會公平，在此基礎(chǔ)上需要進一步完善相應(yīng)的制度和規(guī)則，使之符合職業(yè)足球的發(fā)展規(guī)律。

6 結(jié)束語

足球聯(lián)賽中球隊主教練變更是影響球隊未來發(fā)展的重要決策，也是學(xué)者和業(yè)界長期以來關(guān)注的熱點問題。本文刻畫了近十年中超球隊主教練變更的規(guī)律，進一步用實證方法分析了主教練變更的影響因素及內(nèi)在機理，從理論上填補了我國在該研究領(lǐng)域的空白，為提升和完善中超俱樂部的主教練管理工作提供指引。本文仍存在一些不足和遺憾，例如未將主教練的薪資和俱樂部的財務(wù)指標納入研究框架，許多世界名帥愿意來中超執(zhí)教，高額的薪資無疑具有巨大吸引力，然而主教練薪資的投入產(chǎn)出效果也是俱樂部重點考量的問題。主教練薪資和俱樂部財務(wù)狀況與主教練引進或更替有著密切關(guān)系，未來可從薪資激勵和財務(wù)運營方面進一步拓展，從而不斷豐富該領(lǐng)域的成果。

作者貢獻聲明：

付 磊：提出論文選題，設(shè)計研究框架和研究方法，指導(dǎo)撰寫、修改論文；

江寒驍：搜集、處理數(shù)據(jù)，撰寫論文；

石昊東：補充、統(tǒng)計、修正數(shù)據(jù)，修改論文；

陳叢刊：調(diào)研文獻，訪談專家。