應(yīng)激源對(duì)足球裁判員決策滿意度的影響：積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)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?yàn)樽闱虮荣愔忻總€(gè)球隊(duì)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(shí)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(shí)證依據(jù)。
據(jù)統(tǒng)計(jì)，目前單個(gè)GenBank數(shù)據(jù)庫(kù)中的流感數(shù)據(jù)就超過25萬條，并且這個(gè)數(shù)據(jù)隨著時(shí)間的推移，將不斷增長(zhǎng)。病毒序列的字段信息一般由數(shù)千個(gè)字符組成，最長(zhǎng)可達(dá)百萬個(gè)字符。為降低單個(gè)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(shí)，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(duì)這些壓力的表現(xiàn)更差［2］。Nevill 和Balmer 通過實(shí)驗(yàn)研究證實(shí)了觀眾噪音對(duì)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(duì)主隊(duì)的判罰明顯減少［3-4］。Nicolas 對(duì)計(jì)分型裁判員判罰決策的實(shí)驗(yàn)研究表明，教練員的叫喊干擾對(duì)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(tái)與比賽場(chǎng)地分開時(shí)，裁判員往往會(huì)作出更糟糕的判罰決策，這表明競(jìng)賽環(huán)境的壓力會(huì)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(cè)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(huì)越大。但是，面對(duì)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(gè)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(jiǎn)稱CPT），個(gè)體是具有能動(dòng)性的高級(jí)生命體，能夠通過有效的應(yīng)對(duì)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(gè)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(gè)體內(nèi)部心理變化（如應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)效能、社會(huì)支持等）對(duì)應(yīng)激過程產(chǎn)生中介效應(yīng)。應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能作為心理素質(zhì)的一個(gè)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(duì)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(duì)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(duì)方式，能夠緩解青少年心理應(yīng)激對(duì)主觀幸福感的影響，起中介作用［8］。另外，應(yīng)對(duì)效能效應(yīng)模型認(rèn)為，應(yīng)對(duì)效能能夠有效地部分抗阻、中介和緩沖應(yīng)激源對(duì)個(gè)體的影響，能夠有效維護(hù)個(gè)體身心健康，并得到實(shí)證研究證實(shí)［9］。因此，提出假設(shè)H2:積極應(yīng)對(duì)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(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(dòng)員應(yīng)對(duì)效能與積極應(yīng)對(duì)、正面認(rèn)識(shí)等應(yīng)對(duì)因子具有顯著性相關(guān)，高應(yīng)對(duì)效能的運(yùn)動(dòng)員往往采取積極有效的應(yīng)對(duì)方式，進(jìn)而又能提高運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能［10］。運(yùn)動(dòng)員面對(duì)不同的壓力源，常常采取不同的應(yīng)對(duì)方式，具有不同的應(yīng)對(duì)效能，應(yīng)對(duì)效能越高，壓力源對(duì)運(yùn)動(dòng)員的影響越小［11-12］。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(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)足球裁判員決策滿意度產(chǎn)生影響。
1 研究對(duì)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(qǐng)賽、山東省足球錦標(biāo)賽、體彩杯、濟(jì)寧市和濱州市“市長(zhǎng)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(guó)家三級(jí)裁判49 人（23.79%），國(guó)家二級(jí)裁判69 人（33.50%），國(guó)家一級(jí)裁判（含預(yù)備國(guó)家級(jí)）72 人（34.95%），國(guó)家級(jí)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(shí)間為3.22年（SD=3.40）。通過集體統(tǒng)一測(cè)試的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，施測(cè)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(shí)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(guó)家級(jí)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(duì)效能量表
采用Anshel 等人編制的 《Sources of Acute Sport Stress Scale for Sports Officials，簡(jiǎn)稱SASS-SO》單維量表，即體育官員劇烈運(yùn)動(dòng)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(gè)項(xiàng)目，用于評(píng)定足球裁判員在執(zhí)法過程中面對(duì)特定情況的緊張程度。采用Likert5 點(diǎn)計(jì)分，從“不緊張”到“極度緊張”分別計(jì)1～5 分，分?jǐn)?shù)越高表示受到的壓力越大。本次測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值0.113～1.056，峰度絕對(duì)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(yàn)（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(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問卷（SCSQ）—積極應(yīng)對(duì)分量表
采用解亞寧［14］編制的簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問卷，該問卷分為積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)2個(gè)維度，共20個(gè)題目。根據(jù)本研究需要，采用積極應(yīng)對(duì)分量表，共12個(gè)題目。采用Likert 等級(jí)計(jì)分法，從“不采用、偶爾采用、有時(shí)采用、經(jīng)常采用”計(jì)1～4 分。本次測(cè)量KMO=0.872，Bartlett 球形檢驗(yàn) （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(shí)到的，這是專業(yè)性工作的一個(gè)重要涵義，即相關(guān)人士必定有一個(gè)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(duì)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(gè)優(yōu)秀的數(shù)學(xué)教師．
本研究發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對(duì)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(yàn)證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對(duì)積極應(yīng)對(duì)方式的影響［19］、積極應(yīng)對(duì)方式對(duì)滿意度的積極作用［20］等相關(guān)研究的支持。積極應(yīng)對(duì)方式對(duì)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(duì)判罰決策的不利影響。積極應(yīng)對(duì)方式是以解決問題為導(dǎo)向的應(yīng)對(duì)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(duì)執(zhí)法過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，有利于提高個(gè)體對(duì)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(duì)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(duì)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(jiǎn)稱SRDSS》單維量表［1］。該量表包括9個(gè)題目組成，采用Likert5 點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1～5 分，得分越高表明足球裁判員決策滿意度越高。本次測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值0.108～0.634，峰度絕對(duì)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(yàn)（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(cè)儀對(duì)我校170名普通大學(xué)生進(jìn)行測(cè)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(yàn)
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(yàn)方法，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。將4個(gè)測(cè)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(gè)，且第一個(gè)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(cè)決策滿意度（β=-0.41，p＜0.001）。其次，將積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(cè)積極應(yīng)對(duì)方式（β=-0.17，p＜0.01）和應(yīng)對(duì)效能（β=-0.31，p＜0.001）；積極應(yīng)對(duì)方式顯著正向預(yù)測(cè)應(yīng)對(duì)效能（β=0.46，p＜0.001），顯著正向預(yù)測(cè)足球裁判員決策滿意度（β=0.13，p＜0.05）；應(yīng)對(duì)效能顯著正向預(yù)測(cè)足球裁判員決策滿意度（β=0.51，p＜0.001）；此時(shí)，足球裁判員應(yīng)激源對(duì)決策滿意度依然具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.20，p＜0.001）。
2.3 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(yàn)，采用Model6 考察積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(guó)學(xué)者童輝杰［15］編制的《應(yīng)對(duì)效能量表》，該量表包括自信程度、勝任力和認(rèn)知水平3個(gè)維度，共17個(gè)題目。采用Likert 等級(jí)計(jì)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(guó)內(nèi)應(yīng)用較為廣泛，具有較好的信效度。本次測(cè)量KMO=0.919，Bartlett 球形檢驗(yàn) （Chi-Square=2822.403，df=136，p＜0.001）。總 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(duì)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)效能和決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)；積極應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)各量表的信效度。通過描述性統(tǒng)計(jì)、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(yàn)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(yàn)和Bootstrap 分析。
采用Bootstrap 法對(duì)積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)置重復(fù)抽樣5000 次分別計(jì)算95%的置信區(qū)間，如表3 所示。積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(gè)間接效應(yīng)組成：1） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對(duì)方式→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.021）；2）應(yīng)激源→應(yīng)對(duì)效能→決策滿意度（效應(yīng)值=-0.157）；3） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對(duì)方式→應(yīng)對(duì)效能→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.04）。3個(gè)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(gè)間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。
表2 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能中介模型的回歸分析
表3 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗(yàn)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(cè)決策滿意度。假設(shè)H1得到驗(yàn)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(shí)，會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生緊張情緒，不能對(duì)應(yīng)激源進(jìn)行正確的認(rèn)知評(píng)價(jià)和有效應(yīng)對(duì)，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(duì)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(duì)方式的中介作用
經(jīng)采用傳統(tǒng)經(jīng)驗(yàn)定性法，對(duì)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(jì)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(duì)效能的中介作用
本研究還發(fā)現(xiàn)應(yīng)對(duì)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(yàn)證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對(duì)應(yīng)對(duì)效能影響［21］的相關(guān)研究支持，同時(shí)支持了應(yīng)對(duì)效能的中介效應(yīng)模型。應(yīng)對(duì)效能是自我系統(tǒng)信念的重要變量，是個(gè)體能否成功應(yīng)對(duì)應(yīng)激事件的信心，是對(duì)自己應(yīng)對(duì)能力的評(píng)價(jià)。當(dāng)裁判員具備較高的應(yīng)對(duì)效能時(shí)，將更有信心應(yīng)對(duì)比賽過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，應(yīng)激源對(duì)裁判員判罰決策的影響因應(yīng)對(duì)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(duì)效能，從而降低應(yīng)激源對(duì)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(yíng)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?duì)I收同比上漲112.77%；各期凈利潤(rùn)分別為0.11億元、0.51億元、1.89億元，2016年凈利潤(rùn)同比上漲363.64%，2017年?duì)I收同比上漲270.59%。公司業(yè)績(jī)實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)。
3.4 應(yīng)激源通過積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式有利于個(gè)體應(yīng)對(duì)效能的提高，同時(shí)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(duì)方式來影響個(gè)體認(rèn)知評(píng)價(jià)（應(yīng)對(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(duì)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(duì)方式進(jìn)行處理，以保護(hù)被侵犯人員的利益并對(duì)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(duì)應(yīng)激源進(jìn)行有效處理之后，通過不斷自我對(duì)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(duì)能力，進(jìn)而體驗(yàn)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(duì)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(duì)方式和認(rèn)知評(píng)價(jià)之間的復(fù)雜互動(dòng)過程，以及對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生的效果。為足球裁判員有效應(yīng)對(duì)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(shí)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(duì)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(huì)，引導(dǎo)裁判員采用積極的應(yīng)對(duì)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(duì)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(dòng)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(cè)決策滿意度。
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2）積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式的單獨(dú)中介作用；二是應(yīng)對(duì)效能的單獨(dú)中介作用；三是積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)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?yàn)樽闱虮荣愔忻總€(gè)球隊(duì)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(shí)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(shí)證依據(jù)。
據(jù)統(tǒng)計(jì)，目前單個(gè)GenBank數(shù)據(jù)庫(kù)中的流感數(shù)據(jù)就超過25萬條，并且這個(gè)數(shù)據(jù)隨著時(shí)間的推移，將不斷增長(zhǎng)。病毒序列的字段信息一般由數(shù)千個(gè)字符組成，最長(zhǎng)可達(dá)百萬個(gè)字符。為降低單個(gè)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(shí)，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(duì)這些壓力的表現(xiàn)更差［2］。Nevill 和Balmer 通過實(shí)驗(yàn)研究證實(shí)了觀眾噪音對(duì)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(duì)主隊(duì)的判罰明顯減少［3-4］。Nicolas 對(duì)計(jì)分型裁判員判罰決策的實(shí)驗(yàn)研究表明，教練員的叫喊干擾對(duì)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(tái)與比賽場(chǎng)地分開時(shí)，裁判員往往會(huì)作出更糟糕的判罰決策，這表明競(jìng)賽環(huán)境的壓力會(huì)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(cè)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(huì)越大。但是，面對(duì)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(gè)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(jiǎn)稱CPT），個(gè)體是具有能動(dòng)性的高級(jí)生命體，能夠通過有效的應(yīng)對(duì)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(gè)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(gè)體內(nèi)部心理變化（如應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)效能、社會(huì)支持等）對(duì)應(yīng)激過程產(chǎn)生中介效應(yīng)。應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能作為心理素質(zhì)的一個(gè)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(duì)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(duì)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(duì)方式，能夠緩解青少年心理應(yīng)激對(duì)主觀幸福感的影響，起中介作用［8］。另外，應(yīng)對(duì)效能效應(yīng)模型認(rèn)為，應(yīng)對(duì)效能能夠有效地部分抗阻、中介和緩沖應(yīng)激源對(duì)個(gè)體的影響，能夠有效維護(hù)個(gè)體身心健康，并得到實(shí)證研究證實(shí)［9］。因此，提出假設(shè)H2:積極應(yīng)對(duì)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(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(dòng)員應(yīng)對(duì)效能與積極應(yīng)對(duì)、正面認(rèn)識(shí)等應(yīng)對(duì)因子具有顯著性相關(guān)，高應(yīng)對(duì)效能的運(yùn)動(dòng)員往往采取積極有效的應(yīng)對(duì)方式，進(jìn)而又能提高運(yùn)動(dòng)員的應(yīng)對(duì)效能［10］。運(yùn)動(dòng)員面對(duì)不同的壓力源，常常采取不同的應(yīng)對(duì)方式，具有不同的應(yīng)對(duì)效能，應(yīng)對(duì)效能越高，壓力源對(duì)運(yùn)動(dòng)員的影響越小［11-12］。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(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)足球裁判員決策滿意度產(chǎn)生影響。
1 研究對(duì)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(qǐng)賽、山東省足球錦標(biāo)賽、體彩杯、濟(jì)寧市和濱州市“市長(zhǎng)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(guó)家三級(jí)裁判49 人（23.79%），國(guó)家二級(jí)裁判69 人（33.50%），國(guó)家一級(jí)裁判（含預(yù)備國(guó)家級(jí)）72 人（34.95%），國(guó)家級(jí)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(shí)間為3.22年（SD=3.40）。通過集體統(tǒng)一測(cè)試的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，施測(cè)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(shí)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(guó)家級(jí)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(duì)效能量表
采用Anshel 等人編制的 《Sources of Acute Sport Stress Scale for Sports Officials，簡(jiǎn)稱SASS-SO》單維量表，即體育官員劇烈運(yùn)動(dòng)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(gè)項(xiàng)目，用于評(píng)定足球裁判員在執(zhí)法過程中面對(duì)特定情況的緊張程度。采用Likert5 點(diǎn)計(jì)分，從“不緊張”到“極度緊張”分別計(jì)1～5 分，分?jǐn)?shù)越高表示受到的壓力越大。本次測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值0.113～1.056，峰度絕對(duì)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(yàn)（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(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問卷（SCSQ）—積極應(yīng)對(duì)分量表
采用解亞寧［14］編制的簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問卷，該問卷分為積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)2個(gè)維度，共20個(gè)題目。根據(jù)本研究需要，采用積極應(yīng)對(duì)分量表，共12個(gè)題目。采用Likert 等級(jí)計(jì)分法，從“不采用、偶爾采用、有時(shí)采用、經(jīng)常采用”計(jì)1～4 分。本次測(cè)量KMO=0.872，Bartlett 球形檢驗(yàn) （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(shí)到的，這是專業(yè)性工作的一個(gè)重要涵義，即相關(guān)人士必定有一個(gè)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(duì)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(gè)優(yōu)秀的數(shù)學(xué)教師．
本研究發(fā)現(xiàn)，積極應(yīng)對(duì)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(yàn)證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對(duì)積極應(yīng)對(duì)方式的影響［19］、積極應(yīng)對(duì)方式對(duì)滿意度的積極作用［20］等相關(guān)研究的支持。積極應(yīng)對(duì)方式對(duì)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(duì)判罰決策的不利影響。積極應(yīng)對(duì)方式是以解決問題為導(dǎo)向的應(yīng)對(duì)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(duì)執(zhí)法過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，有利于提高個(gè)體對(duì)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(duì)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(duì)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(jiǎn)稱SRDSS》單維量表［1］。該量表包括9個(gè)題目組成，采用Likert5 點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1～5 分，得分越高表明足球裁判員決策滿意度越高。本次測(cè)量各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值0.108～0.634，峰度絕對(duì)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(yàn)（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(cè)儀對(duì)我校170名普通大學(xué)生進(jìn)行測(cè)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(yàn)
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(yàn)方法，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。將4個(gè)測(cè)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(gè)，且第一個(gè)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(cè)決策滿意度（β=-0.41，p＜0.001）。其次，將積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(cè)積極應(yīng)對(duì)方式（β=-0.17，p＜0.01）和應(yīng)對(duì)效能（β=-0.31，p＜0.001）；積極應(yīng)對(duì)方式顯著正向預(yù)測(cè)應(yīng)對(duì)效能（β=0.46，p＜0.001），顯著正向預(yù)測(cè)足球裁判員決策滿意度（β=0.13，p＜0.05）；應(yīng)對(duì)效能顯著正向預(yù)測(cè)足球裁判員決策滿意度（β=0.51，p＜0.001）；此時(shí)，足球裁判員應(yīng)激源對(duì)決策滿意度依然具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.20，p＜0.001）。
2.3 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(yàn)，采用Model6 考察積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(guó)學(xué)者童輝杰［15］編制的《應(yīng)對(duì)效能量表》，該量表包括自信程度、勝任力和認(rèn)知水平3個(gè)維度，共17個(gè)題目。采用Likert 等級(jí)計(jì)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(guó)內(nèi)應(yīng)用較為廣泛，具有較好的信效度。本次測(cè)量KMO=0.919，Bartlett 球形檢驗(yàn) （Chi-Square=2822.403，df=136，p＜0.001）。總 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(duì)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)效能和決策滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)；積極應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)各量表的信效度。通過描述性統(tǒng)計(jì)、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(yàn)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(yàn)和Bootstrap 分析。
采用Bootstrap 法對(duì)積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)置重復(fù)抽樣5000 次分別計(jì)算95%的置信區(qū)間，如表3 所示。積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(gè)間接效應(yīng)組成：1） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對(duì)方式→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.021）；2）應(yīng)激源→應(yīng)對(duì)效能→決策滿意度（效應(yīng)值=-0.157）；3） 應(yīng)激源→積極應(yīng)對(duì)方式→應(yīng)對(duì)效能→決策滿意度 （效應(yīng)值=-0.04）。3個(gè)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(gè)間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。
表2 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能中介模型的回歸分析
表3 積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能中介效應(yīng)的Bootstrap 檢驗(yàn)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(cè)決策滿意度。假設(shè)H1得到驗(yàn)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(shí)，會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生緊張情緒，不能對(duì)應(yīng)激源進(jìn)行正確的認(rèn)知評(píng)價(jià)和有效應(yīng)對(duì)，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(duì)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(duì)方式的中介作用
經(jīng)采用傳統(tǒng)經(jīng)驗(yàn)定性法，對(duì)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(jì)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(duì)效能的中介作用
本研究還發(fā)現(xiàn)應(yīng)對(duì)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(yàn)證。這一結(jié)論得到以往應(yīng)激源對(duì)應(yīng)對(duì)效能影響［21］的相關(guān)研究支持，同時(shí)支持了應(yīng)對(duì)效能的中介效應(yīng)模型。應(yīng)對(duì)效能是自我系統(tǒng)信念的重要變量，是個(gè)體能否成功應(yīng)對(duì)應(yīng)激事件的信心，是對(duì)自己應(yīng)對(duì)能力的評(píng)價(jià)。當(dāng)裁判員具備較高的應(yīng)對(duì)效能時(shí)，將更有信心應(yīng)對(duì)比賽過程中出現(xiàn)的各種應(yīng)激事件，應(yīng)激源對(duì)裁判員判罰決策的影響因應(yīng)對(duì)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(duì)效能，從而降低應(yīng)激源對(duì)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(yíng)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?duì)I收同比上漲112.77%；各期凈利潤(rùn)分別為0.11億元、0.51億元、1.89億元，2016年凈利潤(rùn)同比上漲363.64%，2017年?duì)I收同比上漲270.59%。公司業(yè)績(jī)實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)。
3.4 應(yīng)激源通過積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式有利于個(gè)體應(yīng)對(duì)效能的提高，同時(shí)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(duì)方式來影響個(gè)體認(rèn)知評(píng)價(jià)（應(yīng)對(duì)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(duì)方式與應(yīng)對(duì)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(duì)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(duì)方式進(jìn)行處理，以保護(hù)被侵犯人員的利益并對(duì)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(duì)應(yīng)激源進(jìn)行有效處理之后，通過不斷自我對(duì)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(duì)能力，進(jìn)而體驗(yàn)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(duì)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(duì)方式和認(rèn)知評(píng)價(jià)之間的復(fù)雜互動(dòng)過程，以及對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生的效果。為足球裁判員有效應(yīng)對(duì)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(shí)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(duì)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(huì)，引導(dǎo)裁判員采用積極的應(yīng)對(duì)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(duì)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(dòng)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(duì)方式、應(yīng)對(duì)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(cè)決策滿意度。
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2）積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)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(duì)方式的單獨(dú)中介作用；二是應(yīng)對(duì)效能的單獨(dú)中介作用；三是積極應(yīng)對(duì)方式和應(yīng)對(duì)效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
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