陳 亮，李 榮，江 華

?

全球足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的特點(diǎn)與成因

陳 亮1，李 榮1，江 華2

1.福建師范大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)院, 福建 福州 350117; 2.曲阜師范大學(xué) 體育教學(xué)部, 山東 日照 276826

足球聯(lián)賽中的主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)（HA）在全球范圍內(nèi)普遍存在，相關(guān)研究結(jié)果的時(shí)空特征與成因解釋均表現(xiàn)出一定的差異。運(yùn)用Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法、數(shù)理統(tǒng)計(jì)法、探索性空間數(shù)據(jù)分析法（ESDA），分析了足球聯(lián)賽主場(chǎng)勝率與競(jìng)技水平關(guān)系、時(shí)空特征以及形成原因。研究表明，足球競(jìng)技高水平、中高水平、中-中低-低水平國(guó)家聯(lián)賽的HA%分別呈現(xiàn)出較高且集中、高且離散、降低且較離散的特點(diǎn)。 2006年以來(lái)的HA%逐步趨于穩(wěn)定，并具有明顯的空間集聚特征，形成了南美洲、非洲中北部、亞洲東中部和巴爾干地區(qū)等熱點(diǎn)區(qū)域。HA%的主要作用因素包括觀眾規(guī)模、競(jìng)爭(zhēng)平衡、廉政水平3項(xiàng)，其中，觀眾規(guī)模對(duì)HA%的敏感程度較為明顯地集中在南美洲和亞洲的部分國(guó)家以及巴爾干地區(qū)；廉政水平由亞洲、非洲、南美洲部分國(guó)家逐步過(guò)渡到全世界；競(jìng)爭(zhēng)平衡相對(duì)分散并主要集中在南半球國(guó)家。

足球聯(lián)賽；主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)；競(jìng)技水平；時(shí)空特點(diǎn)；成因

1 前言

在競(jìng)技比賽中，主場(chǎng)運(yùn)動(dòng)隊(duì)更易于獲得勝利已基本得到證實(shí)，Courneya等人（1992）將這種相對(duì)優(yōu)勢(shì)稱(chēng)為主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)（home advantage，簡(jiǎn)稱(chēng)HA），認(rèn)為它是運(yùn)動(dòng)員/隊(duì)在主場(chǎng)進(jìn)行比賽時(shí)表現(xiàn)出的成績(jī)優(yōu)勢(shì)，即主場(chǎng)獲勝率HA%大于50%。目前，國(guó)內(nèi)外關(guān)于主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的研究較為豐富，其中既有足球、籃球、橄欖球等集體球類(lèi)項(xiàng)目，也有拳擊、高爾夫等個(gè)人項(xiàng)目。足球運(yùn)動(dòng)被認(rèn)為是世界普及度最高的項(xiàng)目之一，據(jù)國(guó)際足聯(lián)（FIFA）統(tǒng)計(jì)，全球約有2.65億人參與足球運(yùn)動(dòng)，F(xiàn)IFA的207個(gè)會(huì)員國(guó)絕大多數(shù)都擁有各自的足球聯(lián)賽，注冊(cè)的足球運(yùn)動(dòng)員數(shù)量約為3 800萬(wàn)，并有500萬(wàn)名裁判員和官員參與足球運(yùn)動(dòng)之中，因而足球聯(lián)賽關(guān)注度最高，同時(shí)，其主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的研究也最為豐富。這其中，既有對(duì)不同國(guó)家、不同時(shí)期HA%數(shù)值特征的測(cè)算與比較，也有對(duì)旅行距離、觀眾人數(shù)、種族地域、裁判行為等影響因素的討論。

之前的觀點(diǎn)認(rèn)為，主隊(duì)在主場(chǎng)比賽中會(huì)擁有絕對(duì)的主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)[10]，Carron[8]甚至認(rèn)為，主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)普遍存在于所有類(lèi)型的競(jìng)技比賽之中，然而，綜合國(guó)外研究成果發(fā)現(xiàn)，各國(guó)足球聯(lián)賽的HA%表現(xiàn)出較高的差異與不穩(wěn)定性。例如，Nevil等人[25]對(duì)各級(jí)別英格蘭和蘇格蘭足球聯(lián)賽研究后發(fā)現(xiàn)，聯(lián)賽等級(jí)最高的英超和蘇超比賽HA%相對(duì)較低，且與最低級(jí)別（英格蘭第4級(jí)別和蘇格蘭第3級(jí)別）之間呈顯著性差異；Pollard[29]對(duì)部分足球發(fā)達(dá)國(guó)家的職業(yè)聯(lián)賽從創(chuàng)立至2006年HA%整理顯示，隨著年代呈波浪式下降態(tài)勢(shì)；Pollard等人[30]對(duì)全世界157個(gè)國(guó)家2006-2012年6個(gè)賽季足球聯(lián)賽HA%的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，尼日利亞高達(dá)82.82%，而斯威士蘭（49.81%）、開(kāi)曼群島（49.36%）等國(guó)家甚至存在主場(chǎng)劣勢(shì)。對(duì)于不同國(guó)家主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)形成的原因，大都以Courneya[23]和Carron[8]所構(gòu)建的主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)概念模型為理論基礎(chǔ)，試圖通過(guò)相關(guān)和因果關(guān)系的討論找到答案。在上述2人構(gòu)建的概念模型中，雖然涵蓋了比賽地、比賽地因素、主要心理狀態(tài)、主要行為狀態(tài)和成績(jī)結(jié)果5部分，但僅適用于個(gè)體球隊(duì)，難以從整個(gè)賽季甚至多年份的角度考慮不同國(guó)家足球聯(lián)賽的HA%成因。為此，部分學(xué)者試圖通過(guò)證明各國(guó)的自然、社會(huì)、文化、經(jīng)濟(jì)、賽制等方面與HA%之間的關(guān)系，其中，Jamieson將年代和聯(lián)賽長(zhǎng)度作為變量進(jìn)行了Meta分析，發(fā)現(xiàn)HA%在20世紀(jì)50年代之后趨于穩(wěn)定，并且賽制越長(zhǎng)數(shù)值越低[19]；Garry[16]從國(guó)家觀念、政府效率、主場(chǎng)恐嚇（球迷規(guī)模）、收入差異等文化學(xué)的視角，Pollard[30]綜合了客隊(duì)旅行距離、海拔落差、球隊(duì)實(shí)力聚集度、FIFA排名等比賽相關(guān)因素，Goumas[18]納入球隊(duì)實(shí)力、年份、賽季階段、觀眾人數(shù)、比賽距離等要素，分別利用回歸分析討論了上述變量對(duì)HA%的作用方式。

雖然國(guó)外關(guān)于世界各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的成像特征和基本成因的研究已相當(dāng)豐富，但筆者認(rèn)為，尚存在以下特點(diǎn)與不足。第一，盡管HA%逐步下降的事實(shí)普遍認(rèn)可，但降低的速度與幅度，以及是否呈現(xiàn)相對(duì)穩(wěn)態(tài)等一系列問(wèn)題尚不清晰，主觀性的階段性劃分缺乏事實(shí)依據(jù)；第二，不同國(guó)家的HA%存在差異無(wú)可爭(zhēng)議，但依據(jù)競(jìng)技水平、大洲、分段數(shù)值等進(jìn)行的分類(lèi)，忽視了空間分布特征及地域之間的交互作用；第三，國(guó)家間差異的歸因研究涉及全面，可以基本涵蓋內(nèi)外影響因素，卻未考慮HA%發(fā)展的時(shí)間階段，因此，選取的自變量與因變量年代不全部對(duì)等，因而可能降低了自變量的解釋力度。為此，本研究在考察足球聯(lián)賽HA%時(shí)間演變特征的基礎(chǔ)上，探索世界各國(guó)聯(lián)賽HA%的空間聚集性與相關(guān)性，并試圖討論當(dāng)前HA%全球差異化產(chǎn)生的原因。

2 研究對(duì)象與方法

2.1 研究對(duì)象

本文的研究對(duì)象為國(guó)際足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的特征及主要作用因素。本文所選用的足球聯(lián)賽，均為某國(guó)最高水平的聯(lián)賽賽事。依照當(dāng)前足球聯(lián)賽通用計(jì)分規(guī)則，勝、平、負(fù)分別計(jì)分3分、1分、0分，HA%算法為主隊(duì)得分/（主隊(duì)得分+客隊(duì)得分）×100%。

2.2 研究方法

2.2.1 ESDA方法

使用ArcGIS 10.2軟件進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA），用以描述各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的空間分布特征，其中，應(yīng)用Moran’s I指數(shù)分析HA%的空間依賴(lài)和空間自相關(guān)關(guān)系；應(yīng)用Getis-Ord Gi*識(shí)別全球不同位置空間的HA%聚類(lèi)；應(yīng)用地理加權(quán)回歸模型（GWR）分析作用因子的空間異質(zhì)性。

2.2.2 Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法

由于不同年份的HA%不一定呈正態(tài)分布，故采用Mann-Kendall（M-K）檢驗(yàn)法進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，用以分析HA%的穩(wěn)定性與突變性并判定突變的發(fā)生年份或年代。該方法通過(guò)對(duì)時(shí)間序列構(gòu)造兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布統(tǒng)計(jì)量UF和UB，并繪制曲線(xiàn)的統(tǒng)計(jì)圖來(lái)判斷突變點(diǎn)和突變區(qū)域。若UF或UB值大于0，表明時(shí)間序列呈上升趨勢(shì)，反之則呈下降趨勢(shì)；當(dāng)超過(guò)臨界值線(xiàn)時(shí)呈明顯上升或下降趨勢(shì)；若UF和UB兩條曲線(xiàn)在臨界線(xiàn)之間出現(xiàn)交點(diǎn)，則認(rèn)為交點(diǎn)對(duì)應(yīng)的時(shí)刻為突變開(kāi)始時(shí)刻，即突變點(diǎn)。

2.2.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

使用SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)收集與整理數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理，具體應(yīng)用方法和內(nèi)容包括：通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)計(jì)算不同足球水平國(guó)家HA%的特征數(shù)；通過(guò)曲線(xiàn)擬合探尋國(guó)家足球水平和觀眾人數(shù)與HA%變化的發(fā)展關(guān)系。

3 結(jié)果與分析

3.1 足球聯(lián)賽HA%與國(guó)家競(jìng)技水平之間的關(guān)系

FIFA年終世界得分代表國(guó)家在國(guó)際賽場(chǎng)比賽的成績(jī)，可以直接反映國(guó)家足球運(yùn)動(dòng)的競(jìng)技水平。國(guó)內(nèi)足球聯(lián)賽開(kāi)展有助于運(yùn)動(dòng)員培養(yǎng)，良好的國(guó)內(nèi)聯(lián)賽發(fā)展環(huán)境可以為國(guó)家隊(duì)成績(jī)的提升與穩(wěn)定提供動(dòng)力，研究顯示，歐洲國(guó)家FIFA排名與聯(lián)賽觀眾規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為0.693[30]。本文采用Pollard[30,35]提供的2006—2012年間159個(gè)國(guó)家和地區(qū)足球聯(lián)賽HA%數(shù)值，并統(tǒng)計(jì)了上述年份FIFA年終積分均值，以此考察了FIFA年終積分均值與聯(lián)賽HA%的相關(guān)性，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.430（＜0.01），僅呈低度正相關(guān)；以FIFA年終積分均值為自變量，HA%為因變量建立一元線(xiàn)性回歸模型，結(jié)果顯示2=0.193。由此認(rèn)為，國(guó)家隊(duì)實(shí)力對(duì)國(guó)內(nèi)聯(lián)賽HA%之間不具有較強(qiáng)的解釋性。

若將各國(guó)的年終FIFA積分均值劃分為≥400分、300~400分、200~300分、100~200分和≤100分5個(gè)等級(jí)，對(duì)各等級(jí)范圍內(nèi)的國(guó)家HA%進(jìn)行統(tǒng)計(jì)（圖1），發(fā)現(xiàn)≥400分國(guó)家的HA%均值較高，但標(biāo)準(zhǔn)差較小（61.13%±1.23%），300~400分等級(jí)的HA%均值最高，且標(biāo)準(zhǔn)差最大（62.56±6.21%），此后200~300分、100~200分和≤100分等級(jí)國(guó)家HA%的均值逐步降低，標(biāo)準(zhǔn)差保持相對(duì)穩(wěn)定（58.73%±4.73%、57.95%±4.26%、55.38%±4.76%）。由此認(rèn)為，較高的國(guó)內(nèi)足球競(jìng)技水平可以使國(guó)內(nèi)足球聯(lián)賽的HA%趨于相對(duì)穩(wěn)定；在足球進(jìn)步的過(guò)程中，或許是由于對(duì)足球?qū)ｍ?xiàng)特征認(rèn)識(shí)的整體性加強(qiáng)，HA%會(huì)逐步提高；不同國(guó)家采取的發(fā)展過(guò)程有所區(qū)別，在國(guó)家足球?qū)嵙μ岣叩倪^(guò)程中，特別是具備一定競(jìng)技實(shí)力的情況下，會(huì)受到諸多足球項(xiàng)目自身或外界因素的干擾，呈現(xiàn)出聯(lián)賽HA%的差異化增大。

圖1 不同足球競(jìng)技水平國(guó)家足球聯(lián)賽HA%折線(xiàn)圖

Figure1 The Line Chart of the League Soccer Match’s HA% for Different Competitiveness Level

3.2 國(guó)際足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的時(shí)空特點(diǎn)

3.2.1 時(shí)間特征

從長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際主要項(xiàng)目的體育聯(lián)賽的HA%均呈現(xiàn)逐步降低態(tài)勢(shì)，Jamieson[19]對(duì)足球、棒球、籃球等集體球類(lèi)項(xiàng)目以及高爾夫、拳擊、網(wǎng)球等個(gè)人項(xiàng)目的綜合統(tǒng)計(jì)顯示，1950年之前、1951—1970年、1971—1990年、1991年之后4個(gè)時(shí)段的總體HA%分別為65.0%、60.3%、58.1%、59.2%；Pollard[32]對(duì)北美4大職業(yè)聯(lián)賽（NFL、MLB、NBA、NHL）從創(chuàng)立至2003年的統(tǒng)計(jì)，雖然幅度和速度存在差異，但HA%總體均呈現(xiàn)出波動(dòng)下降。僅就足球聯(lián)賽而言，HA%同樣顯示出這一規(guī)律，Pollard[29,32]、Jacklin[36]以英格蘭、意大利、法國(guó)等國(guó)家為考察對(duì)象加以了證實(shí)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)，與國(guó)內(nèi)頂級(jí)聯(lián)賽相比，低級(jí)別聯(lián)賽的下降速度和幅度更為明顯。Pollard[32]提出假設(shè)并證明，HA%的下降一定程度上與聯(lián)賽自身的賽制改革及外界環(huán)境變化有關(guān)，特別是進(jìn)入20世紀(jì)80年代之后，主要足球發(fā)達(dá)國(guó)家呈現(xiàn)穩(wěn)定下降態(tài)勢(shì)，究其主要原因，一是20世紀(jì)80年代初開(kāi)始施行的獲勝方得3分的計(jì)分方式，二是20世紀(jì)90年代中期推行的“博斯曼法案”，前者進(jìn)一步增強(qiáng)了與賽雙方的求勝欲，后者縮小了球隊(duì)之間的競(jìng)技實(shí)力。

為了檢驗(yàn)不同國(guó)家的下降幅度是否一致，本文按照國(guó)際足球歷史和統(tǒng)計(jì)聯(lián)合會(huì)（IFFHS）2017年初公布的世界足球聯(lián)賽排名、足球聯(lián)賽創(chuàng)始時(shí)間在20世紀(jì)80年代之前且具有一定的穩(wěn)定規(guī)模（球隊(duì)數(shù)量10個(gè)以上）、20世紀(jì)80年代之后國(guó)內(nèi)政治局勢(shì)基本穩(wěn)定3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，分別選取了歐洲的西班牙和法國(guó)（世界排名第1和第3，大洲排名第1和第2），亞洲的沙特阿拉伯（世界排名第28，亞洲排名第2），南美洲的巴西（世界排名第7，大洲排名第2），北美洲的墨西哥（世界排名第11，大洲排名第1）共5個(gè)國(guó)家，分別以1981—2017年各國(guó)足球聯(lián)賽的HA%為原始數(shù)據(jù)，繪制了各自的變化曲線(xiàn)，同時(shí)以“年”為自變量，計(jì)算并繪制了一元線(xiàn)性回歸直線(xiàn)（圖2）。用指示變量分別依次對(duì)5個(gè)回歸方程進(jìn)行比較[1]，結(jié)果顯示，沙特回歸直線(xiàn)的常數(shù)項(xiàng)與巴西之間存在顯著性差異（＜0.05），偏回歸系數(shù)以及其余常數(shù)間均不具有顯著性差異（＞0.05），由此認(rèn)為，自20世紀(jì)80年代之后，5國(guó)足球聯(lián)賽的HA%下降趨勢(shì)基本相同。

為了驗(yàn)證1980年之后的HA%下降是否呈現(xiàn)相對(duì)穩(wěn)態(tài)，本文運(yùn)用Mann-Kendall法對(duì)西班牙、法國(guó)、巴西、墨西哥、沙特阿拉伯5國(guó)1981—2017年HA%的均值進(jìn)行突變點(diǎn)檢驗(yàn)，并繪制顯著性水平0.01時(shí)的統(tǒng)計(jì)量曲線(xiàn)（圖3）。根據(jù)圖形變化可以看出，UF和UB曲線(xiàn)分別在大約2005年時(shí)出現(xiàn)交點(diǎn)，即HA%在上述年份發(fā)生突變。為驗(yàn)證不同階段發(fā)展?fàn)顩r，本文分別計(jì)算了1981—2005年、2006—2017年2個(gè)時(shí)段的灰色發(fā)展系數(shù)a，結(jié)果顯示，分別為0.11116和0.00053，由通常采用的±0.1作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，可以認(rèn)為，2個(gè)階段依次呈現(xiàn)出了下降和基本保持穩(wěn)定的發(fā)展態(tài)勢(shì)。本文所得結(jié)論與Carcia[15]的研究結(jié)論基本吻合，他對(duì)歐洲52個(gè)國(guó)家2000-2011年間聯(lián)賽HA%的均值進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，顯示2000—2005年從56.9%下降至55.2%，2006—2011年在55%~55.8%之間呈小幅穩(wěn)定性波動(dòng)。

3.2.2 空間特征

國(guó)外學(xué)者認(rèn)為[28,35,38]，不僅是足球，許多運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目的聯(lián)賽在一定的地域環(huán)境下并不是隨機(jī)分布的，而是呈現(xiàn)出一定的空間分布形態(tài)（圖4）。由此展開(kāi)的若干區(qū)域性研究也部分證實(shí)了這一觀點(diǎn)，例如，Pollard[35]對(duì)穆斯林國(guó)家和巴爾干半島地區(qū)國(guó)家足球聯(lián)賽的HA%統(tǒng)計(jì)顯示，分別高達(dá)76.30%和81.24%；Silva[39]比較發(fā)現(xiàn)，巴西及周邊國(guó)家（不含阿根廷等）足球聯(lián)賽HA%顯著高于世界主要聯(lián)賽。各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的區(qū)域性關(guān)聯(lián)似乎滿(mǎn)足空間自相關(guān)的基本特性，即一些變量在同一分布區(qū)內(nèi)的觀測(cè)數(shù)據(jù)之間具有潛在的相互依賴(lài)性。

圖2 1981—2017年西、法、巴、墨、沙特足球聯(lián)賽HA%變化曲線(xiàn)與回歸分析圖

Figure2 The Changing Curve of HA% and Regression Analysis for League Soccer Match in Spain, France, Brazil, Mexico and Saudi Arabia from 1981 to 2017（注：數(shù)據(jù)來(lái)源：www.rsssf.com）

圖3 1980—2017年西、法、巴、墨、沙特足球聯(lián)賽HA%均值的Mann-Kendall統(tǒng)計(jì)量曲線(xiàn)圖

Figure3 The Mann-Kendall Statistical Curve of League Soccer Match’s HA% in Spain, France, Brazil, Mexico and Saudi Arabia from 1981 to 2017

圖4 世界各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的空間分布（顏色越深代表HA%值越高）

Figure4 The Spatial Distribution of League Soccer Match’s HA% All Over the World(The Deeper Color Shows the Higher HA%)

以Pollard[30,35]測(cè)算的2006—2012年間159個(gè)國(guó)家和地區(qū)足球聯(lián)賽HA%為原始數(shù)據(jù)，運(yùn)用ArcGIS10.2軟件，空間關(guān)系概念化設(shè)定為CONTIGUITY_EDGES_ONLY，計(jì)算得Moran's I指數(shù)的估計(jì)值為0.0572，Z值檢驗(yàn)為4.1718（＜0.01）。由此認(rèn)為，近年來(lái)世界各國(guó)足球聯(lián)賽的HA%呈現(xiàn)有序的空間聚集分布。由于Moran's I指數(shù)主要用于全域空間相關(guān)性測(cè)算，為反映HA%的局域空間特征，本研究計(jì)算了局域空間關(guān)聯(lián)指數(shù)Getis-Ord Gi*，并通過(guò)ArcGIS 10.2軟件加載地圖顯示，相關(guān)參數(shù)設(shè)定為空間關(guān)系概念化選擇CONTIGUITY_EDGES_ONLY；標(biāo)準(zhǔn)化選擇NONE；分類(lèi)方法選擇Manual（手動(dòng)斷裂法）按照置信區(qū)間分為7類(lèi)（熱點(diǎn)90%、95%、99%置信區(qū)間，冷點(diǎn)90%、95%、99%及不顯著），由此生成世界各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的熱點(diǎn)空間分布圖（圖5）。

圖5 世界各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的熱點(diǎn)空間分布

Figure5 The Hotspots Spatial Distribution of League Soccer Match’s HA% All Over the World

從分布地域上看，世界各國(guó)大部分區(qū)域呈不顯著狀態(tài)，主要包括北美洲、歐洲大部、非洲東部及南部、南亞及西亞、大洋洲，表明上述區(qū)域不論HA%數(shù)值高低與否，與周邊國(guó)家的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。冷點(diǎn)區(qū)域包含國(guó)家有限，且主要呈零散部分，如西亞的沙特阿拉伯、東亞的菲律賓、東北歐的愛(ài)沙尼亞和立陶宛、西非的毛里塔尼亞、岡比亞等。雖然從具體數(shù)值來(lái)看，斯威士蘭、博茲瓦納、馬耳他等國(guó)的HA%也僅為約50%，但由于周邊國(guó)家較高數(shù)值的影響，區(qū)域范圍內(nèi)仍呈現(xiàn)為不顯著。熱點(diǎn)區(qū)域的包含國(guó)家數(shù)量較多且分布廣闊，并主要由4個(gè)區(qū)域組成：一是，除阿根廷、巴拉圭、烏拉圭以外的南美洲；二是，北非和西非部分國(guó)家；三是，東亞、中亞、東南亞部分國(guó)家；四是，歐洲的巴爾干半島地區(qū)，從具體數(shù)值來(lái)看，上述4個(gè)區(qū)域所含國(guó)家的平均HA%依次分別為66.42%、69.53%、67.34%和69.60%，組成了全球范圍內(nèi)足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)最為明顯的地區(qū)。

3.3 國(guó)際足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的差異成因

3.3.1 主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)成因的理論模型

國(guó)外關(guān)于HA%的成因研究由來(lái)已久，1992年，Courneya和Carron[3,10]通過(guò)對(duì)以往成果的回顧，提出了包括主場(chǎng)觀眾支持，客隊(duì)旅途疲勞，比賽地的熟悉程度以及比賽規(guī)則4個(gè)主要影響因素在內(nèi)的理論框架（又被稱(chēng)為標(biāo)準(zhǔn)模型）。然而，隨著競(jìng)賽設(shè)備與規(guī)則的標(biāo)準(zhǔn)化，以及旅行條件和競(jìng)賽場(chǎng)地條件的提高，原有標(biāo)準(zhǔn)模型的解釋力度可能會(huì)在一定程度上有所降低[28]，同時(shí)新的認(rèn)識(shí)又加入到理論框架之中。相關(guān)學(xué)者以足球聯(lián)賽為考察對(duì)象展開(kāi)了諸多研究，試圖驗(yàn)證或充實(shí)原標(biāo)準(zhǔn)模型。

1. 領(lǐng)地意識(shí)：從社會(huì)學(xué)角度來(lái)講，人類(lèi)和動(dòng)物一樣，當(dāng)領(lǐng)土被侵占時(shí)會(huì)激發(fā)其領(lǐng)土意識(shí)，這同樣可以用于解釋捍衛(wèi)主場(chǎng)比賽榮譽(yù)[9]。Neave等人[24]提出的領(lǐng)土權(quán)模型，將主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)視為對(duì)于領(lǐng)地入侵的保護(hù)性響應(yīng)，并由此提出了自己的證據(jù)：足球比賽賽前主、客隊(duì)運(yùn)動(dòng)員的激素水平（睪酮）存在差異，該結(jié)論在女子足球比賽[27]和青年冰球比賽[7]中同樣得到了類(lèi)似的印證。關(guān)于領(lǐng)地意識(shí)在不同運(yùn)動(dòng)員之間是否存在差異，F(xiàn)othergill[14]分別對(duì)職業(yè)和業(yè)余足球運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)與比較，結(jié)果顯示，運(yùn)動(dòng)水平越高賽前動(dòng)員能力越強(qiáng)，這一現(xiàn)象在不同民族與國(guó)家之間是否存在差異，目前尚未有證據(jù)表明，但Pollard[36]對(duì)東南歐國(guó)家HA%普遍較高的國(guó)家進(jìn)行了分析，設(shè)想性的認(rèn)為，當(dāng)比賽對(duì)手間存在歷史或意識(shí)矛盾時(shí)，無(wú)論是國(guó)家之間的比賽，還是國(guó)家內(nèi)部特定城市或地區(qū)間的比賽，主場(chǎng)領(lǐng)地意識(shí)或許會(huì)更高。

2. 觀眾因素：長(zhǎng)期以來(lái)，觀眾支持都被認(rèn)為是主場(chǎng)比賽時(shí)最為顯見(jiàn)的有利因素[44,20]，雖然之前認(rèn)為，觀眾對(duì)主場(chǎng)球隊(duì)的支持難以精確量化[31]。對(duì)于觀眾影響持肯定作用的研究主要通過(guò)觀眾規(guī)模與觀眾行為2種視角展開(kāi)，前者認(rèn)為，主場(chǎng)觀眾規(guī)模較大的高水平職業(yè)足球聯(lián)賽HA%高于觀眾較少的低級(jí)別聯(lián)賽[25]；后者發(fā)現(xiàn)，不同水平的觀眾結(jié)構(gòu)（規(guī)模、強(qiáng)度、臨近關(guān)系）和觀眾行為（噓聲、斗毆、歡呼）與主場(chǎng)效應(yīng)之間存在相關(guān)關(guān)系，更大的主場(chǎng)觀眾群體和更加積極的鼓勵(lì)行為更有利于主隊(duì)取得成功[3]。同時(shí)，也有學(xué)者對(duì)觀眾作用持否定態(tài)度，認(rèn)為主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)在觀眾稀少，甚至無(wú)人觀看的情況下仍然存在[43]，因而觀眾規(guī)模與HA%的關(guān)系并不明確；擁有最佳主場(chǎng)成績(jī)的球隊(duì)有時(shí)卻有著較低的主場(chǎng)平均上座率[32-33]，至少在歐洲范圍內(nèi)二者的相關(guān)性不具有顯著性差異[34]。

3. 裁判因素：影響裁判員做出有利于主場(chǎng)球隊(duì)判罰增加的原因，除了非理性因素外，主要認(rèn)為是主場(chǎng)觀眾的支持[11]，實(shí)驗(yàn)表明，與安靜環(huán)境下相比，在嘈雜的觀眾環(huán)境中，裁判員更易于做出偏愛(ài)主隊(duì)并對(duì)客隊(duì)更為嚴(yán)厲的判罰，且判罰決定的產(chǎn)生相對(duì)隨意[26,42]，這種判罰偏見(jiàn)可以用動(dòng)機(jī)理論（裁判員避免觀眾動(dòng)怒）加以解釋?zhuān)瑫r(shí)觀眾噪音對(duì)裁判員的決定有啟發(fā)作用，觀眾對(duì)某一賽場(chǎng)行為的噓聲會(huì)誘導(dǎo)裁判員誤認(rèn)為是一種侵犯行為。就足球比賽而言，相關(guān)研究對(duì)裁判員各種判罰進(jìn)行了比較，這其中既包括補(bǔ)時(shí)階段時(shí)長(zhǎng)的得利[6]，也有對(duì)主隊(duì)較之客隊(duì)獲得更多的任意球[22]且較少獲得犯規(guī)數(shù)、黃牌數(shù)、紅牌數(shù)[3,37]的不利判罰的全部或部分顯著性差異。當(dāng)然，判罰的差異也許并非因裁判員偏見(jiàn)導(dǎo)致，主隊(duì)更好的表現(xiàn)以及更多的進(jìn)攻投入可能造成客隊(duì)更多的犯規(guī)，進(jìn)而使主隊(duì)獲得更多的有利判罰（如點(diǎn)球、任意球）[39]。

4. 旅行因素：足球聯(lián)賽的主客場(chǎng)賽制要求球隊(duì)必須有一半的比賽往返于主場(chǎng)與客場(chǎng)之間，因旅途產(chǎn)生的疲勞與作息紊亂可能會(huì)影響客隊(duì)的競(jìng)技表現(xiàn)。然而現(xiàn)有研究表明，旅行距離對(duì)于HA%的影響并不顯著，Pollard對(duì)英國(guó)職業(yè)足球比賽研究顯示，短于或長(zhǎng)于200英里比賽的HA%居然完全相同，當(dāng)然，這或許與選取國(guó)家面積較小以及旅行距離較短有關(guān)，同時(shí)，更為便捷快速的出行方式也大大降低了旅途用時(shí)與疲勞，但至少可以證明的是，許多國(guó)家無(wú)旅行因素的同城的比的HA%明顯降低[29]。目前，“時(shí)差反應(yīng)”對(duì)HA%的作用研究取得了滿(mǎn)意效果，Trombley[21]對(duì)美國(guó)職業(yè)足球大聯(lián)盟（MLS）跨越不同時(shí)區(qū)統(tǒng)計(jì)顯示，客場(chǎng)球隊(duì)除了向東跨越1個(gè)時(shí)區(qū)不具有顯著性差異外，向東跨越2個(gè)和3個(gè)時(shí)區(qū)，向西跨越1個(gè)、2個(gè)、3個(gè)時(shí)區(qū)均會(huì)使HA%呈現(xiàn)顯著性提高。

5. 其他因素：競(jìng)賽規(guī)則可以改變運(yùn)動(dòng)成績(jī)，自然會(huì)對(duì)足球聯(lián)賽的HA%產(chǎn)生作用，調(diào)查研究證實(shí)，獲勝方由得2分改為3分的計(jì)分方式改革提高了HA%[25,31,32]，而1995年使得國(guó)際間的球員轉(zhuǎn)會(huì)變得愈發(fā)頻繁，由此淡化了運(yùn)動(dòng)員、球隊(duì)所在城市、主場(chǎng)球迷的密切關(guān)系，這或許也會(huì)成為潛在的降低HA%的因素[28]。由于上述主要規(guī)則的改變?nèi)堪l(fā)生在20世紀(jì)，且在主客場(chǎng)循環(huán)賽制的足球職業(yè)聯(lián)賽中，對(duì)不同球隊(duì)的作用因素相同，因此，幾乎不會(huì)對(duì)新時(shí)期的HA%產(chǎn)生直接影響[30]。當(dāng)球隊(duì)在主場(chǎng)比賽時(shí)，對(duì)主場(chǎng)球館與設(shè)施的熟悉有助于提高HA%，甚至草坪的類(lèi)型[4]、場(chǎng)地的尺寸[9]、是否為專(zhuān)業(yè)足球場(chǎng)[12]等因素，都可能給予客隊(duì)一定程度的不適應(yīng)，但檢驗(yàn)結(jié)果顯示，均不具有顯著新差異，究其原因，或許與運(yùn)動(dòng)員長(zhǎng)期頻繁的參賽適應(yīng)有關(guān)。由此認(rèn)為，Courney和Carron所構(gòu)建主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)標(biāo)準(zhǔn)模型中的比賽規(guī)則和比賽場(chǎng)地熟悉程度2個(gè)影響因素，對(duì)于當(dāng)前足球聯(lián)賽HA%而言，似乎并不具有很強(qiáng)的適用性。

3.3.2 主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)成因的空間統(tǒng)計(jì)分析

3.3.2.1 自變量的選取

結(jié)合上文對(duì)形成HA%相關(guān)因素的理論分析，本文繪制了影響因素及交互作用理論模型（圖6）。

圖6 足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的影響因素與交互作用關(guān)系

Figure6 The Influencing Factors and Interaction of the Home Advantage of League Soccer Match

1.廉政水平。裁判員的偏向?qū)崉t是裁判員對(duì)于比賽規(guī)則的扭曲性判罰，除了受到主場(chǎng)觀眾支持影響之外，還可能包含著人性“趨利”的非理性行為，如“假球”、“黑哨”等。當(dāng)一個(gè)國(guó)家的廉政水平較低時(shí)，這種行為更易于發(fā)生且被民眾所接受。本文選用世界銀行2006—2016年公布的全球治理指數(shù)（Worldwide Governance Indicators）中的腐敗控制（Control of Corruption）指數(shù)均值表示。本研究所需腐敗控制指數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)源為世界銀行數(shù)據(jù)目錄官方網(wǎng)站（https://datacatalog.worldbank.org/dataset/worldwide-governance -indicators）共計(jì)207個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

2.時(shí)區(qū)跨度。國(guó)家更多的時(shí)區(qū)跨度可能會(huì)影響客隊(duì)運(yùn)動(dòng)員的生物節(jié)律，從而降低其賽場(chǎng)的競(jìng)技表現(xiàn)。本文選取世界各國(guó)（本土）所采用的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間數(shù)量，數(shù)據(jù)來(lái)源維基百科（wikipedia）“List of time zones by country”條目，共計(jì)196個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

3.觀眾規(guī)模。更多的現(xiàn)場(chǎng)觀眾可能會(huì)制造更大的現(xiàn)場(chǎng)噪音，從而影響裁判員的判罰和客隊(duì)的競(jìng)技表現(xiàn)。本文選取2016年世界各國(guó)足球聯(lián)賽主場(chǎng)觀眾平均數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于維基百科（wikipedia）“List of attendance figures at domestic professional sports leagues”條目（引自法國(guó)權(quán)威媒體《隊(duì)報(bào)》公布的2015—2016賽季資料），共計(jì)73個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

4.群體意識(shí)。國(guó)家民眾的群體觀念水平，可能一方面會(huì)增加主場(chǎng)運(yùn)動(dòng)員的領(lǐng)地意識(shí)，表現(xiàn)出更強(qiáng)的獲勝欲望，另一方面，會(huì)提高主場(chǎng)觀眾的支持強(qiáng)度，給予客場(chǎng)球隊(duì)和裁判員更多的心理壓力。本文采用Van de Vliert[13]構(gòu)建的群體主義（In-Group Favoritism）指數(shù)，反映某一國(guó)家文化中民眾的排他性意識(shí)。Van de Vliert定義了3種形式的群體主義傾向：國(guó)家主義（compatriotism）、裙帶主義（nepotism）、家庭主義（familism），分別測(cè)算后用3者的均值體現(xiàn)國(guó)家的群體主義意識(shí)水平，共計(jì)162個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

5.競(jìng)爭(zhēng)平衡。如果聯(lián)賽中各支球隊(duì)的強(qiáng)弱過(guò)于分明，則實(shí)力較強(qiáng)球隊(duì)無(wú)論主場(chǎng)，還是客場(chǎng)獲勝的概率都較大，主場(chǎng)環(huán)境帶來(lái)的作用有所降低，HA%值可能較低，反之，如果實(shí)力較為接近，主場(chǎng)作用更易于影響勝負(fù)，則HA%值可能較高。Trandel[41]通過(guò)對(duì)北美NHL、NFL、MLB、NBA職業(yè)聯(lián)賽階段性HA%標(biāo)準(zhǔn)差的測(cè)算發(fā)現(xiàn)，實(shí)際值與理論值之間存在顯著性差異，由此通過(guò)累進(jìn)級(jí)數(shù)法構(gòu)建了競(jìng)爭(zhēng)平衡指數(shù)，在該指數(shù)算法中，聯(lián)盟球隊(duì)間實(shí)力越懸殊，各支球隊(duì)間的HA%標(biāo)準(zhǔn)差越大，平衡指數(shù)越大，聯(lián)盟的整體HA%越小。本文所需的平衡指數(shù)取自Pollard[34]依據(jù)Trandel算法對(duì)足球聯(lián)賽的計(jì)算結(jié)果，共計(jì)77個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

6.競(jìng)技水平。國(guó)家足球競(jìng)技實(shí)力決定著對(duì)于足球運(yùn)動(dòng)專(zhuān)項(xiàng)特征認(rèn)識(shí)的水平，較高的競(jìng)技水平可能使客場(chǎng)球隊(duì)具備相對(duì)豐富的應(yīng)對(duì)策略。本文用2006—2016年國(guó)際足聯(lián)（FIFA）年終積分均值，反映國(guó)家足球運(yùn)動(dòng)的競(jìng)技水平，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)際足聯(lián)官方網(wǎng)站http://www.fifa.com/，共計(jì)206個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)。

3.3.2.2 主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)成因的空間統(tǒng)計(jì)分析

為考察不同可能性影響因素對(duì)于HA%的作用關(guān)系，本文選用多元線(xiàn)性回歸（OLS）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和平穩(wěn)性，并在一定程度上消除量綱的影響，提高模型估計(jì)的準(zhǔn)確程度，建模前首先對(duì)數(shù)值本身較大的HA%、FIFA年終積分均值、腐敗控制指數(shù)、主場(chǎng)觀眾規(guī)模數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理，進(jìn)而結(jié)合時(shí)區(qū)跨度、群體主義指數(shù)、競(jìng)爭(zhēng)平衡指數(shù)，建立OLS回歸模型（表1）。

表1 國(guó)際足球聯(lián)賽HA%影響因素的多元線(xiàn)性回歸（OLS）估計(jì)結(jié)果一覽表

注：**表示通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，即＜0.01。

模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，2=0.532，Adjusted2=0.482，Jarque-Bera檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，方程符合正態(tài)分布，確保了參數(shù)檢驗(yàn)的無(wú)偏性和有效性。從回歸模型可以看出，模型各參數(shù)的方差膨脹因子（VIF）均低于7.5，表明未出現(xiàn)多重共線(xiàn)性。OLS回歸模型中，觀眾規(guī)模、政府廉政水平、聯(lián)賽內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)平衡3項(xiàng)指標(biāo)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（＜0.05），表明上述指標(biāo)對(duì)足球聯(lián)賽HA%具有顯著性影響，其中，觀眾規(guī)模具有正相關(guān)，廉政水平與競(jìng)爭(zhēng)平衡具有負(fù)相關(guān)，而其余指標(biāo)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，影響效果較小。

經(jīng)空間自相關(guān)分析可知，全球各國(guó)足球聯(lián)賽HA%的空間分布為非隨機(jī)分布，表現(xiàn)出顯著性的空間聚集性特征。由于OLS模型僅考慮了回歸系數(shù)的全局特征，因此，需要通過(guò)引入空間差異性和空間依賴(lài)性對(duì)OLS模型進(jìn)行修正，進(jìn)一步分析影響機(jī)制的局部效應(yīng)與空間溢出。地理加權(quán)回歸模型（GWR）能夠反映參數(shù)在不同空間的空間平穩(wěn)性，使得變量間的關(guān)系可以隨著空間位置的變化而變化。本文采用“自適應(yīng)”核函數(shù)的AICc寬帶方法進(jìn)行局域估計(jì)，對(duì)HA%影響顯著的觀眾規(guī)模、廉政水平、競(jìng)爭(zhēng)平衡3個(gè)指標(biāo)作為解釋變量，利用ArcGIS 10.2軟件進(jìn)行GWR回歸，結(jié)果如表2所示。

表2 足球聯(lián)賽HA%影響因素的GWR估計(jì)一覽表

從GWR模型可以看出，該模型可以解釋HA%形成原因總變異的50.04%~70.43%，從模型的2和調(diào)整的2可以判斷，模型的擬合精度較之OLS模型有所提高。從國(guó)際足球聯(lián)賽HA%影響因素的局域系數(shù)估計(jì)圖（圖7、圖8、圖9）可以看出，觀眾規(guī)模、廉政水平、競(jìng)爭(zhēng)平衡3個(gè)解釋變量對(duì)各國(guó)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果作用不同，從而表明上述解釋變量對(duì)HA%的影響存在空間異質(zhì)性。

圖7 觀眾規(guī)?；貧w系數(shù)估計(jì)的空間分布

Figure 7 The Spatial Distribution of Estimate of Regression for Attendance

圖8 廉政水平回歸系數(shù)估計(jì)的空間分布

Figure 8 The Spatial Distribution of Estimate of Regression for Corruption

圖9 競(jìng)爭(zhēng)平衡回歸系數(shù)估計(jì)的空間分布

Figure 9 The Spatial Distribution of Estimate of Regression for Competitive Balance

雖然整體上觀眾規(guī)模與HA%之間呈正相關(guān)，但具體到不同國(guó)家，卻存在明顯的差異。具體來(lái)看，除了非洲大部分和亞洲部分地區(qū)因缺少數(shù)據(jù)無(wú)法測(cè)算外，觀眾規(guī)模與北美洲、歐洲（除巴爾干地區(qū)）、大洋洲、南亞、日韓等國(guó)家和地區(qū)的HA%呈負(fù)相關(guān)或低度相關(guān)，并且與南美洲（除阿根廷、烏拉圭等）大部分，亞洲的東亞、中亞、東南亞，歐洲巴爾干地區(qū)的HA%呈正相關(guān)。這一特點(diǎn)與HA%的熱點(diǎn)空間分布呈現(xiàn)狀態(tài)較為類(lèi)似。盡管Pollard[31]、Clarke[9]的研究均顯示，觀眾人數(shù)與HA%之間的關(guān)系并不顯著，但這一結(jié)論的獲得僅僅是對(duì)英國(guó)不同級(jí)別聯(lián)賽進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，但當(dāng)研究的范圍擴(kuò)大至群體，而非單一聯(lián)盟，并且融入不同國(guó)家的文化生態(tài)時(shí)，其結(jié)果或許并不相同。特別地，如果將觀眾因素?cái)U(kuò)展至“威脅”的文化學(xué)視角，除了觀眾人數(shù)之外，地域的群體意識(shí)水平差異帶來(lái)的觀眾吶喊與噓聲程度也會(huì)不同，“人數(shù)”加“強(qiáng)度”的組合無(wú)疑將會(huì)擴(kuò)大觀眾規(guī)模的作用效果[16]。

從廉政水平對(duì)HA%的空間作用分布來(lái)看，亞洲的東部、中部、東南部部分國(guó)家，非洲西部、北部部分國(guó)家，南美洲中部部分國(guó)家，歐洲大部分國(guó)家以及美國(guó)、澳大利亞等國(guó)的敏感程度較大，僅有少部分非洲、亞洲西部和南部、東歐、南美洲中南部國(guó)家的廉政水平與HA%之間呈負(fù)相關(guān)。在采用廉政水平作為考慮因素的HA%建模研究中，均顯示二者之間具有顯著性負(fù)相關(guān)[16,30]。Garry[26]認(rèn)為，法律體系的不健全、信息公開(kāi)的透明度不高、聯(lián)賽運(yùn)營(yíng)的監(jiān)管不利，都可能使協(xié)會(huì)官員、裁判員、俱樂(lè)部投資人，甚至運(yùn)動(dòng)員成為腐敗的主體。本研究統(tǒng)計(jì)的全球足球聯(lián)賽HA%最高值出現(xiàn)在尼日利亞，該國(guó)2位記者稱(chēng)“（尼日利亞的）主場(chǎng)球隊(duì)和裁判通常喜歡通過(guò)一種或多種途徑，讓比賽向著自己喜歡的方向進(jìn)行?！盵41]

從國(guó)內(nèi)足球聯(lián)賽競(jìng)爭(zhēng)平衡性對(duì)HA%的空間作用分布來(lái)看，分布的結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，除南美洲和大洋洲呈正相關(guān)的國(guó)家比例相對(duì)較多以外，非洲、亞洲、歐洲均為多樣化分布。雖然各國(guó)大都有各自的傳統(tǒng)強(qiáng)隊(duì)，但不同國(guó)家的強(qiáng)隊(duì)數(shù)量與實(shí)力落差并不相同。由于聯(lián)賽實(shí)力越均衡，HA%越高，競(jìng)爭(zhēng)平衡指數(shù)的數(shù)值越低，以歐洲5大聯(lián)賽為例，英超、意甲、西甲、法甲、德甲的競(jìng)爭(zhēng)平衡指數(shù)分別為1.97、1.76、1.61、1.42、1.34，從近3個(gè)賽季各聯(lián)賽各支球隊(duì)最終積分的變異系數(shù)（CV%）分別為37.59%、35.54%、34.01%、32.28%和31.28%。從該回歸系數(shù)的數(shù)值分布來(lái)看，足球競(jìng)技實(shí)力較強(qiáng)的歐洲和南美洲大多呈中高度正相關(guān)，這或許在另一個(gè)方面顯示了足球聯(lián)賽HA%與國(guó)家足球競(jìng)技水平之間的對(duì)應(yīng)關(guān)系，即擁有較強(qiáng)的足球競(jìng)技水平的國(guó)家，國(guó)內(nèi)足球聯(lián)賽HA%相對(duì)較高，各支球隊(duì)間的實(shí)力差距相對(duì)較小。

4 結(jié)論與對(duì)中國(guó)的啟示

4.1 結(jié)論

1. 國(guó)內(nèi)足球聯(lián)賽的HA%與競(jìng)技水平的關(guān)系并不密切，足球高水平國(guó)家的HA%值較高且相對(duì)集中，中高水平國(guó)家數(shù)值最高，但較為離散，中等、中低等、低等水平國(guó)家則依次降低，且具有較高的離散性。

2. 20世紀(jì)80年代至今，在規(guī)則的變動(dòng)下，國(guó)際足球聯(lián)賽的HA%呈現(xiàn)逐步下降態(tài)勢(shì)，并在分別經(jīng)歷慢速和快速下降之后，2006年以來(lái)逐步趨于穩(wěn)定?？臻g自相關(guān)分析顯示，各國(guó)足球聯(lián)賽HA%具有明顯的空間聚集性特征，熱點(diǎn)區(qū)域主要集中在南美洲大部分國(guó)家、非洲北部和西部、亞洲東部、中部和東南部以及歐洲巴爾干地區(qū)。

3. 通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理，提取了可能對(duì)HA%起影響作用的觀眾支持、領(lǐng)地意識(shí)、裁判偏向、旅行距離等因素，并建立了包括群體意識(shí)、觀眾規(guī)模、廉政水平、時(shí)差跨度、競(jìng)爭(zhēng)平衡、競(jìng)技水平在內(nèi)的考察指標(biāo)。OLS回歸模型結(jié)果顯示，觀眾規(guī)模與HA%呈正相關(guān)，競(jìng)爭(zhēng)平衡和廉政水平與HA%呈負(fù)相關(guān)。其中，觀眾規(guī)模對(duì)HA%的敏感程度主要集中在南美洲和亞洲的部分國(guó)家以及巴爾干地區(qū)，并呈現(xiàn)出明顯的聚集性；廉政水平對(duì)HA%的敏感程度較大的地區(qū)集中在亞洲、非洲、南美洲部分國(guó)家；競(jìng)爭(zhēng)平衡對(duì)HA%的敏感程度則相對(duì)分散并主要集中在南半球國(guó)家。

4.2 對(duì)中國(guó)的啟示

在中國(guó)發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)與力求快速提高足球競(jìng)技水平的時(shí)代需求下，國(guó)際范圍內(nèi)的足球職業(yè)聯(lián)賽HA%或許可以提供新的視角。首先，中超聯(lián)賽的HA%值從2006—2012賽季的63.82%，降低至2013—2017賽季的60.18%，一方面，該數(shù)值與足球發(fā)達(dá)國(guó)家的國(guó)內(nèi)聯(lián)賽大致相同；另一方面，也表明在其他因素變化不大的情況下，球隊(duì)間的實(shí)力有略微增大的趨勢(shì)。其次，若保持合理穩(wěn)定的HA%水平，應(yīng)當(dāng)從營(yíng)造聯(lián)賽內(nèi)外環(huán)境著手。第一，據(jù)法國(guó)《隊(duì)報(bào)》2016年10月發(fā)布，中超聯(lián)賽的主場(chǎng)觀眾平均為21 892人，已超越美國(guó)居世界第6位，強(qiáng)大的主場(chǎng)觀眾支持下，需要避免過(guò)激的球迷文化，營(yíng)造文明觀賽的賽場(chǎng)秩序；第二，加快加強(qiáng)賽事的規(guī)范化與法制化建設(shè)，決不能再出現(xiàn)“假球”、“黑哨”等類(lèi)似事件；第三，創(chuàng)設(shè)制衡機(jī)制，努力維持相對(duì)均衡的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，避免同一級(jí)別聯(lián)賽球隊(duì)間出現(xiàn)明顯的實(shí)力差異，可能更有利于中國(guó)足球競(jìng)技水平的穩(wěn)步提高。

5 研究不足

1. 在足球聯(lián)賽主場(chǎng)優(yōu)勢(shì)成因理論模型的構(gòu)建環(huán)節(jié)，本文采用了回顧與總結(jié)已有成果的形式，所提取的因素僅體現(xiàn)了當(dāng)前國(guó)內(nèi)、外的普遍觀點(diǎn)，隨著對(duì)該領(lǐng)域問(wèn)題認(rèn)識(shí)的更加深入，以及足球聯(lián)賽競(jìng)賽規(guī)則與競(jìng)賽環(huán)境的改變，當(dāng)前模型中的某些因素的作用可能降低，同時(shí)也許會(huì)有新的因素加入到理論模型之中。

2. 本文在建立OLS回歸模型時(shí)，自變量的數(shù)據(jù)來(lái)源分別取自網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)、他人成果、國(guó)際通用指標(biāo)，盡管保證了數(shù)據(jù)年代時(shí)間的對(duì)等，但自變量指標(biāo)未必能夠完全體現(xiàn)理論模型的因素內(nèi)涵。另外，自變量觀眾規(guī)模和競(jìng)爭(zhēng)平衡缺少部分國(guó)家數(shù)據(jù)，回歸分析無(wú)法反映上述2因素對(duì)數(shù)據(jù)缺失國(guó)家足球職業(yè)聯(lián)賽HA%的作用效果。

[1] 何洋,梁榮輝,王天文,等.用指示變量進(jìn)行兩個(gè)多元回歸方程的比較[J].體育科學(xué),1994,14(5):88-92.

[2] AGNEW G A, CARRON A V. Crowd effects and the home advantage[J]. Int J Sport Psychol, 1994, 25(1): 53-62.

[3] ARMATAS V, POLLARD R. Home advantage in Greek football[J]. Eur J Sport Sci, 2014, 14(2): 116-122.

[4] BARNETT V, HILDITCH S. The effect of an artificial pitch surface on home team performance in football (soccer)[J]. J Royal Statist Soc, 1993, 156(1): 39-50.

[5] BAUMEISTER R F, STEINHILBER A. Paradoxical effects of supportive audiences on performance under pressure: The home-field disadvantage in sports championships[J]. J Person Soc Psychol, 1984, 47(1): 85-93.

[6] CARLOS L P, MAITE G L. The influence of referee bias on extra time in elite soccer matches[J]. Perceptual Motor Skills, 2016, 122(2): 666-677.

[7] CARRE J M, MUIR C, BELANGER J,Pre-competition hormonal and psychological levels of elite hockey players: Relationship to the ‘home advantage’[J]. Physiol Behav, 2006, 89(3): 392-398.

[8] CARRON A V, LOUGHHEAD T M, BRAY S R. The home advantage in sport competitions: Courneya and Carron’s (1992) conceptual framework a decade later[J]. J Sports Sci, 2005, 23(4): 395-407.

[9] CLARKE S R, NORMAN J M. Home ground advantage of individual clubs in English soccer[J]. Statist,1995, 44(4): 509-521.

[10] COURNEYA K S, CARRON A V. The home-field advantage in sport competitions: A literature review[J]. J Sport Exe Psychol, 1992, 14(1): 13-27.

[11] DOWNWARD P, JONES M. Effects of crowd size on referee decisions: Analysis of the FA Cup[J]. J Sports Sci, 2007, 25(3): 1541-1545.

[12] DOSSEVILLE F E. Influence of ball type on home advantage in French professional soccer[J]. Percept Mot Skills, 2007, 104(2): 347-351.

[13] EVERT V V. Climato-economic origins of variation in ingroup favoritism[J]. J Cross-Cultural Psychol, 2011, 42(3): 494-515.

[14] FOTHERGILLA M, WOLFSONB S, NEAVE N. Testosterone and cortisol responses in male soccer players: The effect of home and away venues[J]. Physiol Behav, 2017, 177: 215–220.

[15] GARCIA M S, AGUILAR O G, MARQUES P S,. Calculating home advantage in the first decade of the 21th century UEFA soccer leagues[J]. J Human Kinetics, 2013, 38(3):141-150.

[16] GARRY A G. National culture and home advantage in football[J]. Cross-Cultural Res, 2015, 49(3): 281-296.

[17] GOUMAS C. Home advantage and crowd size in soccer: A worldwide study[J]. J Sport Behav, 2013, 36(5): 387-399.

[18] GOUMAS C. Modelling home advantage in sport: A new approach[J]. Int J Performance Analysis Sport, 2013, 13(2): 428-439.

[19] JAMIESON J P. The home field advantage in athletics: A meta-analysis[J]. J Appl Soc Psychol, 2010, 40(7): 1819-1848.

[20] LEWIS M, GOLTSI V. Perceptions of contributions to the home advantage by English and Greek football fans[C]. 12th Eur Congress Sport Psychol, 2007.

[21] MATTHEW J T. Does artificial grass affect the competitive balance in major league soccer?[J]. J Sports Analytics, 2016, 2: 73-87.

[22] MOHR P B, LARSEN K. Ingroup favoritism in umpiring decisions in Australian football[J]. J Soc Psychol, 1998, 138(4): 495-504.

[23] MORRIS D. The Soccer Tribe[M]. London: Rizzoli, 2016.

[24] NEAVE N, WOLFSON S. Testosterone, territoriality, and the ‘home advantage’[J]. Physiol Behav, 2003, 78(2): 269-275.

[25] NEVILL A M, NEWELL S M, GALE S. Factors associated with the home advantage in English and Scottish soccer matches[J]. J Sports Sci, 1996, 14(2): 181-186.

[26] NEVILL A M, BALMER N J, WILLIAMS A M . The influence of crowd noise and experience upon refereeing decisions in football[J]. Psychol Sport Exe, 2002, 3(4), 261-272.

[27] OLIVEIRA T, GOUVEIA M J, OLIVEIRA R F. Testosterone responsiveness to winning and losing experiences in female soccer players[J]. Psychoneuroendocrinol, 2009, 34(7): 1056-1064.

[28] POLLARD R. Home advantage in football: A current review of an unsolved puzzle[J]. Open Sports Sci J, 2008, 1(1): 12-14.

[29] POLLARD R, GOMEZ M A. Home advantage in football in South-West Europe: Long term trends and regional variation[J]. Eur J Sport Sci, 2009, 6(9): 341-352.

[30] POLLARD R, GOMEZ M A. Components of home advantage in 157 national football leagues worldwide[J]. Int J Sport Exe Psychol, 2014, 12(3): 218-233.

[31] POLLARD R. Home advantage in soccer: A retrospective analysis[J]. J Sports Sci, 1986, 4(3): 237-248.

[32] POLLARD R, POLLARD G. Long-term trends in home advantage in professional team sports in North America and England (1876-2003)[J]. J Sports Sci, 2005, 23(4): 337-350.

[33] POLLARD R. Home advantage in soccer: variations in its magnitude and a literature review of the inter-related factors associated with its existence[J]. J Sport Behav, 2006, 29(5): 169-189.

[34] POLLARD R. GOMEZ M A. Comparison of home advantage in men's and women's football leagues in Europe[J]. Eur J Sport Sci, 2014, 14(1):77-83.

[35] POLLARD R. Worldwide regional variations in home advantage in association football[J]. J Sports Sci, 2006, 24(3): 231-240.

[36] POLLARD R, SECKIN A. Why is home advantage in South-east Europe the highest in the world?[C]. 12th Eur Congress Sport Psychol, 2007.

[37] SECKIN A. Home advantage in Turkish professional soccer[J]. Perceptual Motor Skills, 2008, 107(1)：51-54.

[38] SILVA C D, MOREIRA D G. The home advantage in the soccer: Comparison between the Brazilian Championship and the main national leagues of the world[J]. Revista Brasileira Cineantro-pometria Desempenho Humano, 2008, 10(2): 184-188.

[39] SUMNER J, MOBLEY M. Are cricket umpires biased?[J]. New Sci, 1981，91(2): 29-3l.

[40] TRANDEL G A, MAXCY J. Adjusting winning-percentage standard deviation and a measure of competitive balance for home advantage[J]. J Quantitative Analysis Sports, 2011, 7(1): 218-230.

[41] UDE A. Nigerian premier league: can we ever have the same passion for our local teams? [EB/OL]. http://connectnigeria.com. 2012-09-11.

[42] UUKELBACH C, MEMMERT D. Crowd noise as a cue in referee decisions contributes to the home advantage[J]. J Sport Exe Psychol, 2010, 32(4): 483-498.

[43] VAN DE VEN N. Supporters are not necessary for the home advantage: Evidence from same-stadium derbies and games without an audience[J]. J Appl Soc Psychol, 2011, 41(12): 2785-2792.

[44] WOLFSON S, WAKELIN D, LEWIS M. Football supporters’ perceptions of their role in the home advantage[J]. J Sports Sci, 2005, 23(4): 365-374.

The Characteristic and Factors for the Home Advantage of League Soccer Match AllOver the World

CHEN Liang1，LI Rong1，JIANG Hua2

1.Fujian Normal University, Fuzhou 350117, China; 2.Qufu Normal University, Rizhao 276826, China.

The home advantage of football league is very common all over the world. There are many difference between the related research results about the characteristic and factors. The study tried to dig into the relationship between HA% and competitiveness, space-time characteristic and factors using Mann-Kendall method, mathematical statistics, exploratory special data analysis (ESDA). The results indicated that the HA% about the different competitiveness such as the highest, the higher, the middle-lower-lowest present larger and concentrated, largest and discrete, depressed and more discrete. The HA% becoming stabilization from the 2006 and have the agminated characteristic, which have already form the hot spot such as the South America, the middle and eastern Africa and the Balkan region. The relevant factors about the HA% including the attendance, the balance of competition, the honest of government. The attendance for HA% focus on the South America, part of Asia and the Balkan region. The level of honest and clean government for HA% from parts of Asia, Africa and South America to almost all over the world. The balance of competition dispersive relatively and mainly focus on the Southern hemisphere.

1000-677X(2018)05-0040-10

G843

A

10.16469/j.css.201805004

2017-11-07；

2018-05-11

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(15CTY019);福建省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(FJ2017C055);山東省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14CTYJ06)。

陳亮,男,副教授,博士,研究方向?yàn)檫\(yùn)動(dòng)訓(xùn)練學(xué),E-mail: cullencl@126.com; 李榮,女,講師,在讀博士研究生,研究方向?yàn)楦?jìng)技運(yùn)動(dòng)理論,E-mail:lirong19880222@sina.com; 江華,男,講師,碩士,研究方向?yàn)轶w育教育訓(xùn)練學(xué),E-mail:251029529@qq.com