部義峰，黃 棟，趙 剛

2017年中國(guó)足球協(xié)會(huì)（簡(jiǎn)稱“中國(guó)足協(xié)”）出臺(tái)的U23政策引起廣泛關(guān)注。2017賽季，U23政策要求各俱樂部每場(chǎng)比賽出場(chǎng)2名U23球員，其中至少要有1名U23球員首發(fā)，但政策實(shí)施過程出現(xiàn)諸多漏洞。到2018賽季，中國(guó)足協(xié)對(duì)U23政策進(jìn)行了修改，變更為U23球員出場(chǎng)人數(shù)不少于外援出場(chǎng)人數(shù)，意圖通過政策杠桿強(qiáng)制為U23球員爭(zhēng)取更多比賽機(jī)會(huì)，以提高球員競(jìng)技能力水平。但事實(shí)上，U23政策實(shí)施以來是否實(shí)現(xiàn)了既定的政策目的？是否提高了球員競(jìng)技水平還不得而知。對(duì)于教練員來講，U23球員是否會(huì)影響球隊(duì)整體水平，其上場(chǎng)比賽時(shí)間、上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)是否影響比賽勝率也還沒有證實(shí)。因此，對(duì)2017—2018年兩個(gè)賽季U23球員的競(jìng)技表現(xiàn)及其對(duì)比賽的影響進(jìn)行研究具有重要意義，可為完善U23政策體系以及U23球員參賽策略提供重要參考依據(jù)。

通過梳理文獻(xiàn)可知，有關(guān)U23政策執(zhí)行效果的研究主要有以下方面。（1）政策執(zhí)行效果?？茖W(xué)的政策方案與執(zhí)行組織體系、健全的聯(lián)賽機(jī)制與運(yùn)行機(jī)制可有效推動(dòng)足球職業(yè)化、市場(chǎng)化和社會(huì)化的良性循環(huán)。楊獻(xiàn)南[1]以自組織理論為基礎(chǔ)，闡釋了我國(guó)職業(yè)足球接軌國(guó)際自由轉(zhuǎn)會(huì)制度已經(jīng)成為發(fā)展的路徑選擇，U23政策及注冊(cè)轉(zhuǎn)會(huì)調(diào)節(jié)費(fèi)用等規(guī)定保護(hù)了年輕球員的發(fā)展空間，規(guī)范了俱樂部引進(jìn)外援以及球員轉(zhuǎn)會(huì)等行為，保障了職業(yè)足球的可持續(xù)發(fā)展。（2）政策執(zhí)行出現(xiàn)的問題。公共政策執(zhí)行過程中，因受主、客觀因素影響，致使其行為效果偏離政策目標(biāo)產(chǎn)生反效果現(xiàn)象。徐家林[2]認(rèn)為職業(yè)運(yùn)動(dòng)員行為的失范凸顯了我國(guó)職業(yè)體育的失范，這要?dú)w根于職業(yè)體育制度的偏差，U23新政實(shí)施以后，“閃換”現(xiàn)象的應(yīng)對(duì)策略彰顯了管理制度精確性的缺乏。還有研究論述了U23新政的合理性，毛景[3]認(rèn)為U23新政政策從勞動(dòng)法層面侵犯了U23以上球員勞動(dòng)關(guān)系存續(xù)期間的平等就業(yè)權(quán)，使其在轉(zhuǎn)會(huì)市場(chǎng)喪失應(yīng)有的談判話語(yǔ)權(quán)，違背了足球職業(yè)聯(lián)賽的發(fā)展規(guī)律。多元監(jiān)督機(jī)制的嚴(yán)重缺陷，導(dǎo)致政策執(zhí)行“虛監(jiān)”“漏監(jiān)”等風(fēng)險(xiǎn)的提升，王沂[4]指出高薪引進(jìn)外援是職業(yè)足球發(fā)展的必然，但轉(zhuǎn)會(huì)市場(chǎng)溢價(jià)率的提高及監(jiān)督體制不健全驅(qū)動(dòng)了政策執(zhí)行效果偏離預(yù)期目標(biāo)。為進(jìn)一步評(píng)估政策合理性，楊鑠[5]利用Logistic模型分析了各國(guó)運(yùn)動(dòng)員聯(lián)賽首次出場(chǎng)年齡與未來代表國(guó)家隊(duì)比賽并成為國(guó)家隊(duì)重要成員之間的概率分布情況，認(rèn)為U23政策阻斷了不同年齡段球員之間的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制。王嘯[6]通過最小二乘法建構(gòu)模型并探討了足協(xié)新政與受眾消費(fèi)需求之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，提出U23球員出場(chǎng)人數(shù)與比賽上座率呈負(fù)向關(guān)系，足協(xié)亟需在鍛煉新人、落實(shí)政策和刺激消費(fèi)三者之間取得平衡。這些研究從不同角度評(píng)估了政策對(duì)聯(lián)賽的影響，為新政完善提供了理論支撐。（3）U23球員的競(jìng)技表現(xiàn)。由于新政實(shí)施時(shí)間較短，鮮有研究關(guān)注到政策執(zhí)行對(duì)U23球員競(jìng)技表現(xiàn)的影響，游夢(mèng)佳[7]基于描述統(tǒng)計(jì)建立了OLS回歸模型，對(duì)2017賽季、2018賽季年輕球員使用情況進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)2018賽季U23政策執(zhí)行效果優(yōu)于2017賽季，在一定程度上對(duì)年輕球員的培養(yǎng)發(fā)揮了積極影響，但受益對(duì)象具有局限性。該研究主要通過回歸模型測(cè)算U23出場(chǎng)時(shí)間，認(rèn)為U23球員整體水平亟待提升，但研究?jī)?nèi)容缺少了對(duì)年輕球員競(jìng)技表現(xiàn)本身的關(guān)注，還不能確定U23政策對(duì)年輕球員競(jìng)技表現(xiàn)的影響。王銘欣[8]基于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角并結(jié)合雙重差分估計(jì)方法及廣義排序logit模型進(jìn)行了實(shí)證，結(jié)果表明新政降低了U23球員比賽表現(xiàn)，也降低了球隊(duì)在比賽中的技術(shù)使用效率，同時(shí)影響了教練員對(duì)球隊(duì)整體技戰(zhàn)術(shù)的安排。

通過文獻(xiàn)梳理可知，關(guān)于U23球員運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)的研究還比較匱乏，已有研究所使用的競(jìng)技表現(xiàn)指標(biāo)相對(duì)較少，樣本選取的時(shí)間跨度也較短，對(duì)于全面深入評(píng)估U23球員競(jìng)技表現(xiàn)及其對(duì)比賽結(jié)果的影響還缺少實(shí)證。足協(xié)新政出臺(tái)后，“開放”與“保護(hù)”二元命題成為行業(yè)與學(xué)界的熱點(diǎn)問題，政策執(zhí)行利弊爭(zhēng)議不斷。從當(dāng)前研究看，大部分學(xué)者主要對(duì)U23政策產(chǎn)生的正、負(fù)效應(yīng)進(jìn)行了規(guī)范分析，其主要內(nèi)容聚焦于政策的應(yīng)然與實(shí)然，還難以證實(shí)新政提升U23球員競(jìng)技水平的有效性。中國(guó)足協(xié)推出U23政策的目的在于通過強(qiáng)制性措施保障年輕球員的上場(chǎng)時(shí)間，以提高他們的競(jìng)技水平，但在政策執(zhí)行過程中出現(xiàn)“失真”現(xiàn)象，教練員為了應(yīng)對(duì)U23政策對(duì)球隊(duì)整體競(jìng)技水平帶來的影響，經(jīng)常采用“少上場(chǎng)、晚上場(chǎng)”的應(yīng)對(duì)策略。事實(shí)上，U23政策是否有效？教練員應(yīng)對(duì)策略是否有效？U23球員競(jìng)技表現(xiàn)對(duì)比賽勝負(fù)是否有影響？這些問題一直未得到證實(shí)。鑒于此，本研究提出以下研究假設(shè)：（1）U23政策提高了球員競(jìng)技表現(xiàn)；（2）U23球員的“少上場(chǎng)、晚上場(chǎng)”策略會(huì)影響比賽結(jié)果；（3）U23球員競(jìng)技表現(xiàn)會(huì)對(duì)比賽勝負(fù)概率產(chǎn)生影響。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 研究對(duì)象

以2017賽季和2018賽季中超俱樂部U23球員為研究對(duì)象，為評(píng)估他們?cè)跁r(shí)間序列上競(jìng)技能力的變化，選擇兩個(gè)賽季均上場(chǎng)的U23球員。經(jīng)過篩選后，符合標(biāo)準(zhǔn)球員的共計(jì)34名。

1.2 樣本和變量

樣本選取2017賽季、2018賽季中超聯(lián)賽兩個(gè)賽季的480場(chǎng)比賽。U23球員的指標(biāo)與數(shù)據(jù)由中超聯(lián)賽官方合作伙伴AMⅠSCO公司提供。AMⅠSCO公司是移動(dòng)跟蹤技術(shù)和專業(yè)足球分析解決方案的發(fā)明者和世界領(lǐng)先者，其提供的足球比賽分析數(shù)據(jù)具備較高可信度。

研究變量主要包括2017—2018年兩個(gè)賽季各球隊(duì)均出場(chǎng)的34名U23球員的場(chǎng)次比賽結(jié)果和對(duì)應(yīng)賽季U23球員的技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，共選取了11項(xiàng)技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)。按照指標(biāo)性質(zhì)將其分為3類，分別為：進(jìn)攻射門類變量、進(jìn)攻組織類變量以及防守類變量[9‐11]。為了明晰概念，對(duì)相對(duì)模糊的幾個(gè)概念進(jìn)行界定如下：“傳威脅球”是指控球方持球隊(duì)員將球傳給隊(duì)友，并打破對(duì)方防守平衡的傳球；“解圍球”是指防守方球門受到威脅時(shí)，防守隊(duì)員將球攔截并踢出危險(xiǎn)區(qū)域的行為；“突破”是指持球隊(duì)員通過運(yùn)球越過防守隊(duì)員并擺脫防守的行為。

1.3 研究方法

1.3.1 符號(hào)分析 將2017和2018賽季中超聯(lián)賽480場(chǎng)比賽導(dǎo)入Sports Code技戰(zhàn)術(shù)分析軟件中，對(duì)U23球員場(chǎng)上技、戰(zhàn)術(shù)及上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)等參數(shù)進(jìn)行標(biāo)注，然后以矩陣形式呈現(xiàn)官方機(jī)構(gòu)未公布的指標(biāo)數(shù)據(jù)。最后再?gòu)乃堰_(dá)足球數(shù)據(jù)庫(kù)提取相關(guān)數(shù)據(jù)完成對(duì)進(jìn)攻射門類變量、進(jìn)攻組織類變量以及防守類變量等指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)。

1.3.2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析 將獲取的相關(guān)數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS 24.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，具體步驟如下。

第1步：對(duì)中超聯(lián)賽2017賽季、2018賽季各隊(duì)U23球員比賽技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，通過配對(duì)樣本T檢驗(yàn)（Paired Samples t‐Test）對(duì)兩個(gè)賽季均值差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。

第2步：基于技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)符合正態(tài)分布的條件下，進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，根據(jù)兩兩非參數(shù)相關(guān)系數(shù)及其檢驗(yàn)結(jié)果，分析技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)與比賽結(jié)果的相關(guān)性以及變量之間的影響程度。

第3步：通過判別分析篩選影響比賽勝、平、負(fù)的關(guān)鍵技戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)。本研究主要采用多元線性判別模型（Multiple Linear Discriminant Analysis），在判別分析中采用逐步判別模式對(duì)具有顯著性的技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)進(jìn)行分析，比賽結(jié)果（勝3、平2、負(fù)1）被選用為分組變量，有顯著性差異的技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)被選用為自變量，變量的挑選采用維爾克斯法（Wilk’s Lambda），使用F值作為挑選自變量進(jìn)入或剔除模型的標(biāo)準(zhǔn)，即要輸入的最小偏F為3.84，要除去的最大偏F為2.71。

第4步：采用多元邏輯回歸分析中的有序回歸模型（Ordinal Logistic）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)與分析，設(shè)定比賽結(jié)果（勝3、平2、負(fù)1）為因變量，U23出場(chǎng)時(shí)間、出場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)以及篩選出的關(guān)鍵技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)被選用為自變量并在模型中被定義為主效應(yīng)，此模型用以判別各項(xiàng)技、戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)與獲勝概率的對(duì)數(shù)線性關(guān)系。在模型中，Alpha值皆被設(shè)定為0.05。為進(jìn)一步研究U23對(duì)比賽勝負(fù)概率的影響，對(duì)經(jīng)過逐步判別分析篩選出的能夠影響比賽勝負(fù)的關(guān)鍵指標(biāo)進(jìn)行賦值（見表1）。

表1 Logistic回歸變量賦值情況一覽表Table 1 List of the Assignments of Logistic Regression Variables

2 研究結(jié)果

2.1 新政實(shí)施后U23球員的競(jìng)技表現(xiàn)變化

自新政實(shí)施兩個(gè)賽季以來，U23球員的出場(chǎng)情況見表2。通過比較2017賽季和2018賽季U23球員的比賽統(tǒng)計(jì)指標(biāo)可知，場(chǎng)均射正、進(jìn)球等進(jìn)攻類指標(biāo)以及場(chǎng)均解圍、黃牌、紅牌等防守類指標(biāo)相比2017賽季呈現(xiàn)逐步上升趨勢(shì)，但差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；場(chǎng)均時(shí)間、射門、威脅球、過人等進(jìn)攻類指標(biāo)以及場(chǎng)均犯規(guī)、被犯規(guī)等防守類指標(biāo)無(wú)明顯變化。從兩個(gè)賽季的比賽表現(xiàn)數(shù)據(jù)看，U23球員的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)并沒有發(fā)生顯著性改變，這提示，在U23政策的干預(yù)下，2018賽季U23球員的競(jìng)技能力與2017賽季相比沒有實(shí)質(zhì)性提升，政策效果未達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。

表2 2017—2018兩個(gè)賽季均上場(chǎng)U23球員出場(chǎng)數(shù)據(jù)一覽表Table 2 List of U23 Players'Average Playing Da‐ta of the Two Seasons 2017—2018

2.2 U23球員競(jìng)技表現(xiàn)與比賽的關(guān)系

2.2.1 U23球員競(jìng)技表現(xiàn)與比賽結(jié)果的相關(guān)性 通過對(duì)進(jìn)攻、防守指標(biāo)與比賽結(jié)果的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，射正（r=0.09，P<0.05）、進(jìn)球（r=0.12，P<0.01）及威脅球（r=0.08，P<0.01）3項(xiàng)進(jìn)攻指標(biāo)與比賽結(jié)果呈低度正相關(guān)；出場(chǎng)時(shí)間、射門和過人等指標(biāo)與比賽結(jié)果相關(guān)程度接近無(wú)關(guān)（P＞0.05）。對(duì)于防守指標(biāo)，僅有解圍（r=0.10，P<0.01）單個(gè)防守變量與比賽結(jié)果呈現(xiàn)低度正相關(guān)；犯規(guī)與被犯規(guī)2項(xiàng)技術(shù)指標(biāo)與比賽結(jié)果呈低度負(fù)相關(guān)，但不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。在U23球員的位置安排上，兩個(gè)賽季U23中場(chǎng)位置占比最高（分別為59.15%和49.52%），守門員位置安排最少（分別為0和1.9%）；相比2017賽季，2018賽季前鋒、中場(chǎng)位置均呈下降趨勢(shì)（由18.31%降至13.33%、59.15%降至49.52%），后衛(wèi)、守門員位置相對(duì)增加（由22.54%增至35.24%、0增至1.9%）。U23場(chǎng)上位置（r=0.08，P<0.05）的安排與比賽結(jié)果呈低度正相關(guān)，提示U23球員出場(chǎng)位置在一定程度上影響比賽勝負(fù)。

2.2.2 U23球員影響比賽結(jié)果的關(guān)鍵競(jìng)技指標(biāo) 為進(jìn)一步確定U23球員進(jìn)攻、防守等變量與比賽結(jié)果的關(guān)系，將上述相關(guān)分析中具有顯著性差異的技戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)作為自變量，比賽結(jié)果作為因變量進(jìn)行判別分析。結(jié)果顯示，有3項(xiàng)指標(biāo)對(duì)比賽勝負(fù)的判別能力較強(qiáng)，分別為進(jìn)球（F=6.81，P=0.00<0.01）、射正（F=6.02，P=0.00<0.01）兩項(xiàng)進(jìn)攻指標(biāo)和解圍（F=6.37，P=0.00<0.01）一項(xiàng)防守指標(biāo)。通過函數(shù)式計(jì)算各觀測(cè)值的具體空間位置發(fā)現(xiàn)（見表3），2017—2018年兩個(gè)賽季射正、進(jìn)球和解圍在判別比賽結(jié)果時(shí)均起到正向作用，且防守指標(biāo)影響最大。判別函數(shù)特征值及顯著性檢驗(yàn)表明，U23球員的射正、進(jìn)球和解圍是影響比賽結(jié)果的關(guān)鍵競(jìng)技指標(biāo)，對(duì)比賽結(jié)果產(chǎn)生了一定程度影響。

表3 2017—2018賽季標(biāo)準(zhǔn)化與非標(biāo)準(zhǔn)化判別函數(shù)系數(shù)一覽表Table 3 List of Coefficients of Standardized and Non-standard‐ized Discriminant Functions for the 2017-2018 Season

2.3 U23球員參賽策略及其競(jìng)技表現(xiàn)對(duì)比賽的影響

為進(jìn)一步實(shí)證U23球員競(jìng)技表現(xiàn)對(duì)比賽結(jié)果的影響以及“少上場(chǎng)、晚上場(chǎng)”參賽策略的有效性，建立了球員上場(chǎng)參數(shù)與運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)參數(shù)兩類變量的Logistic回歸模型。從結(jié)果可知，兩個(gè)賽季Pearson統(tǒng)計(jì)量（P=0.09＞0.05）和Deviance偏差統(tǒng)計(jì)量（P=0.10＞0.05）的S ig均大于0.05，不能否定零假設(shè)，說明回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果具有良好擬合度。

結(jié)果顯示，（1）U23球員在場(chǎng)時(shí)間不同對(duì)比賽獲勝概率的影響微弱且無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，比賽中出場(chǎng)時(shí)間等級(jí)為1（≤30 min）和2（31～60 min）的獲勝概率僅是等級(jí)3（＞60 min）的0.87倍和0.73倍，結(jié)果證實(shí)U23球員“少上場(chǎng)”對(duì)比賽獲勝概率的影響較小且不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。（2）U23球員上場(chǎng)的時(shí)間節(jié)點(diǎn)不同對(duì)比賽獲勝概率的影響較小且無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)等級(jí)為1（0～15 min）與4（45～60 min）時(shí)影響比賽獲勝的概率為等級(jí)6（76～90 min）的0.78倍與0.73倍，上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)為2（31～45 min）的樣本量為0，上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)等級(jí)為3（31～45 min）對(duì)比賽獲勝概率的影響最大，僅為等級(jí)6（76～90 min）的0.44倍，但未表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)為5（61～75 min）與6（76～90 min）對(duì)比賽勝負(fù)概率的影響相同，結(jié)果證實(shí)了U23球員“晚上場(chǎng)”對(duì)比賽獲勝概率的影響較小，而且也不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

在競(jìng)技表現(xiàn)層面，有序邏輯回歸結(jié)果顯示：（1）U23球員射正越多，比賽獲勝概率越大，射正等級(jí)為1的獲勝概率僅是等級(jí)為2的0.66倍。（2）U23球員進(jìn)球次數(shù)累計(jì)越多，比賽獲勝概率越大，進(jìn)球等級(jí)為1的獲勝概率僅是等級(jí)為2的0.43倍。（3）U23球員解圍越多，比賽獲勝概率越大，解圍等級(jí)為1的獲勝概率僅為等級(jí)為2的0.48倍。在上述指標(biāo)中，進(jìn)球與解圍具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但射正無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

根據(jù)研究結(jié)果，可以建立U23球員上場(chǎng)參數(shù)以及運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)參數(shù)的模型如下：

Logit（P比賽結(jié)果=1）=logit（P/比賽結(jié)果=1）/（1‐（P/比賽結(jié)果=1））=‐2.67+（‐0.14）·（出場(chǎng)時(shí)間=1）+（‐0.31）·（出場(chǎng)時(shí)間=2）+（‐0.25）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=1）+（‐0.83）·（上 場(chǎng) 節(jié) 點(diǎn)=3）+（‐0.31）·（上 場(chǎng) 節(jié) 點(diǎn)=4）+（0.00）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=5）+（‐0.41）·（射正=1）+（‐0.85）·（進(jìn)球=1）+（‐0.73）·（解圍=1）

Logit（P比賽結(jié)果=2/3）=（logit（P/比賽結(jié)果=1）+（P/比賽結(jié)果=2））/（P/比賽結(jié)果=3）=‐1.66+（‐0.14）·（出場(chǎng)時(shí)間=1）+（‐0.31）·（出場(chǎng)時(shí)間=2）+（‐0.25）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=1）+（‐0.83）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=3）+（‐0.31）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=4）+（0.00）·（上場(chǎng)節(jié)點(diǎn)=5）+（‐0.41）·（射正=1）+（‐0.85）·（進(jìn)球=1）+（‐0.73）·（解圍=1）。

3 討論

3.1 U23政策對(duì)適齡球員競(jìng)技能力的影響

通過放寬外援引進(jìn)的新政規(guī)制獲取提高賽事競(jìng)技水平以及聯(lián)賽熱度的短期功利性利益，還是實(shí)行嚴(yán)格的配額制度以鼓勵(lì)年輕球員的培養(yǎng)，中國(guó)足協(xié)作為政策制定者在“開放”與“保護(hù)”命題之間不斷權(quán)衡、博弈與折衷[6]。通過高薪引進(jìn)外援提高聯(lián)賽水平以及觀賞性的同時(shí)，也造成了急功近利狀態(tài)下的非理性發(fā)展模式[12]，在為年輕球員提供過多“襁褓”政策的同時(shí)，也造成了年輕球員競(jìng)爭(zhēng)努力激勵(lì)的下降，由此，政策執(zhí)行利弊爭(zhēng)議不斷。本研究表明，在11項(xiàng)技戰(zhàn)術(shù)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中，射正、解圍、紅牌3項(xiàng)指標(biāo)較2017賽季呈現(xiàn)顯著上升趨勢(shì)，上升率超過20%，進(jìn)球、黃牌攻防指標(biāo)同步上升幅度較小，變量均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，兩個(gè)賽季U23球員的技、戰(zhàn)術(shù)表現(xiàn)沒有出現(xiàn)顯著性變化。結(jié)果提示，U23政策對(duì)年輕球員實(shí)施“配額保護(hù)”的政策效益甚微，特別是在新政剛實(shí)施時(shí)，有的教練員為了應(yīng)對(duì)U23球員水平不高而且又要必須上場(chǎng)帶來的負(fù)面影響，僅僅讓他們象征性的出場(chǎng)參賽，導(dǎo)致出現(xiàn)“閃上閃下”等違背政策初衷的現(xiàn)象，不僅無(wú)法促進(jìn)年輕球員競(jìng)技表現(xiàn)的提高，而且還會(huì)對(duì)他們的成長(zhǎng)帶來心理上的負(fù)面影響?！吧嫌姓?，下有對(duì)策”的U23政策實(shí)施現(xiàn)象致使執(zhí)行效果偏離預(yù)期目標(biāo)和最優(yōu)狀態(tài)，政策的功過利弊是足球現(xiàn)實(shí)條件與發(fā)展規(guī)律的兩相作用使然，“開放”與“保護(hù)”二者之間的有序平衡仍是中超聯(lián)賽亟需破解的難題。政策制定者應(yīng)該及時(shí)對(duì)政策執(zhí)行效果進(jìn)行評(píng)估，綜合考量政策利弊，減少對(duì)聯(lián)賽的主觀干預(yù)。同時(shí)，政策制定主體應(yīng)該與政策客體建立溝通協(xié)商機(jī)制，在決策時(shí)充分征求俱樂部、球員等利益相關(guān)者的意見，形成利益與責(zé)任共同體，避免政策執(zhí)行中的“失真”；俱樂部作為政策執(zhí)行者，應(yīng)遵循職業(yè)足球的發(fā)展規(guī)律，力所能及的保障各年齡段球員參加高水平競(jìng)賽的機(jī)會(huì)，為年輕球員提供成長(zhǎng)平臺(tái)。

3.2 U23球員參賽策略對(duì)比賽的影響

“博斯曼法案”的出臺(tái)，促使體育法效力邊界受到極大地消解，為跨國(guó)資本主義爭(zhēng)取實(shí)現(xiàn)全球體育人力資源最大化掃清了制度障礙，導(dǎo)致職業(yè)足球俱樂部形成“馬太效應(yīng)”，弱者恒弱，強(qiáng)者恒強(qiáng)[13]。“開放”促進(jìn)了球員在全球范圍內(nèi)的流動(dòng)，“保護(hù)”分化了各俱樂部的經(jīng)營(yíng)管理，理性引援與人才培養(yǎng)二級(jí)分化現(xiàn)象成為各俱樂部解決的難題。在國(guó)內(nèi)，中國(guó)足協(xié)出臺(tái)了U23政策，“金元足球”與“配額保護(hù)”成為爭(zhēng)議話題。職業(yè)足球市場(chǎng)的虛假繁榮、高薪引援背后俱樂部的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)及后備人才的培養(yǎng)擱置均成為競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制不平衡的導(dǎo)火索。在U23球員強(qiáng)制性出場(chǎng)前提下，教練員存有對(duì)U23球員競(jìng)技能力低的刻板印象，并認(rèn)為整體水平滯后的U23球員上場(chǎng)后會(huì)迫使預(yù)先最優(yōu)組合方式發(fā)生偏差，會(huì)提高團(tuán)隊(duì)協(xié)調(diào)配合的成本，降低比賽攻防的技戰(zhàn)術(shù)效率，因此主教練在比賽中對(duì)U23球員采用“少上場(chǎng)、晚上場(chǎng)”的參賽策略。但本研究顯示，中超聯(lián)賽U23球員出場(chǎng)時(shí)間以及出場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)對(duì)比賽獲勝概率的影響較弱，尤其在出場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)上，比賽最后15 min出場(chǎng)與最后30 min出場(chǎng)對(duì)比賽勝負(fù)的影響從概率上看無(wú)任何差異。但是在實(shí)際比賽的換人安排上，教練員往往在球隊(duì)處于平局甚至領(lǐng)先且主力隊(duì)員產(chǎn)生疲勞時(shí)也不會(huì)換上U23球員，只有在比賽臨近結(jié)束階段，為了應(yīng)對(duì)U23政策或者比賽結(jié)果很難再發(fā)生改變時(shí)才會(huì)將年輕球員換上。本研究證實(shí)了教練員利用政策漏洞壓縮U23球員出場(chǎng)時(shí)間、推遲U23球員出場(chǎng)時(shí)間的策略并沒有帶來預(yù)期的比賽效果，證明教練員對(duì)U23球員的刻板印象存在認(rèn)知偏差。國(guó)外已有研究證實(shí)，足球比賽中的即時(shí)比分情況會(huì)顯著影響換人的時(shí)間節(jié)點(diǎn)及換人方式[14]，而且在實(shí)施換人策略后球員的競(jìng)技表現(xiàn)呈現(xiàn)出顯著提升現(xiàn)象[15]。由此可知，實(shí)施換人策略對(duì)球隊(duì)比賽結(jié)果影響顯著，教練員在比賽過程中應(yīng)動(dòng)態(tài)調(diào)整球隊(duì)?wèi)?zhàn)術(shù)安排及執(zhí)行最優(yōu)化換人決策，改變對(duì)U23球員的刻板印象，幫助他們?nèi)谌肭蜿?duì)的技戰(zhàn)術(shù)體系，在實(shí)戰(zhàn)中提高競(jìng)技水平。

足球比賽中球員的位置分工各不相同，因此對(duì)球員的技戰(zhàn)術(shù)要求也不相同，前鋒位置要求具備最強(qiáng)射門得分、空中爭(zhēng)搶、善于快速反擊以及搶點(diǎn)射門等高效進(jìn)攻能力，中場(chǎng)球員則要具備高強(qiáng)度跑動(dòng)和反復(fù)高強(qiáng)度跑動(dòng)能力，中后衛(wèi)球員要有出色的預(yù)判能力與正面防守能力以及出色的組織能力，三個(gè)位置在比賽陣型中形成的中軸線會(huì)發(fā)揮關(guān)鍵作用，因此在中超聯(lián)賽中形成的“前鋒—前腰—后腰—中后衛(wèi)”外援使用策略占據(jù)了參賽優(yōu)勢(shì)，嚴(yán)重?cái)D壓了國(guó)內(nèi)球員在關(guān)鍵位置上的參賽機(jī)會(huì)。對(duì)U23球員來講，因教練員持有競(jìng)技能力水平低的刻板印象，所以對(duì)其使用安排以中場(chǎng)位置居多，加之出場(chǎng)時(shí)間及上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)受限，使得他們?cè)诒荣愔须y有良好發(fā)揮，導(dǎo)致了U23球員競(jìng)技表現(xiàn)與比賽結(jié)果的弱關(guān)聯(lián)。

3.3 U23球員競(jìng)技表現(xiàn)對(duì)比賽的影響

在比賽中，比賽技戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)直接影響球隊(duì)的競(jìng)技表現(xiàn)，是影響比賽勝負(fù)的關(guān)鍵因素[16‐17]，可以通過考察比賽結(jié)果與運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)的關(guān)系篩選影響比賽的關(guān)鍵指標(biāo)，探索制勝規(guī)律[9，18‐19]。研究證實(shí)，在歐洲足球冠軍聯(lián)賽[20]、西班牙足球甲級(jí)聯(lián)賽[9]和世界杯[18]比賽中，進(jìn)攻組織變量中的射門、射正、進(jìn)球3項(xiàng)指標(biāo)是影響比賽勝負(fù)的關(guān)鍵指標(biāo)。本研究顯示，U23球員進(jìn)球、射正、威脅球、解圍等指標(biāo)與比賽結(jié)果相關(guān)，但表現(xiàn)為極度低相關(guān)，其他技戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)與比賽結(jié)果則不存在關(guān)聯(lián)性。通過判別分析進(jìn)一步深入分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于U23球員來講，對(duì)比賽結(jié)果產(chǎn)生直接影響的指標(biāo)僅包括進(jìn)球、射正兩個(gè)進(jìn)攻類指標(biāo)以及解圍一個(gè)防守類指標(biāo)。在影響程度上，射正、進(jìn)球及解圍3項(xiàng)技戰(zhàn)術(shù)指標(biāo)每增加1個(gè)等級(jí)，比賽獲勝概率顯著提升。理論上看，越多的射門機(jī)會(huì)和射門嘗試，越容易提升比賽勝率，但對(duì)于U23球員，射門數(shù)量并未成為其影響球隊(duì)勝負(fù)概率的關(guān)鍵指標(biāo)，一方面是由于教練員往往安排他們作為中場(chǎng)隊(duì)員參賽，缺少射門機(jī)會(huì)所致；另一方面是由于他們競(jìng)技水平相對(duì)其他球員較低，所形成的射門數(shù)量過低造成的，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，兩個(gè)賽季的場(chǎng)均射門數(shù)量?jī)H為0.37次。關(guān)于德國(guó)足球甲級(jí)聯(lián)賽[21]和2014年巴西世界杯[18]的研究證實(shí)，進(jìn)球是比賽的直接目的，射門質(zhì)量而非數(shù)量是決定足球比賽勝負(fù)的關(guān)鍵因素[19]。在防守方面，U23球員通過有效合理的解圍限制對(duì)手在進(jìn)攻端制造射門機(jī)會(huì)，降低了失分概率，由于他們整體競(jìng)技水平有限，在所有的競(jìng)技表現(xiàn)指標(biāo)中，解圍可以直接限制對(duì)手得分，因此成為U23球員影響比賽的關(guān)鍵變量。

足球比賽是一個(gè)復(fù)雜的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，多種情境因素同時(shí)影響比賽進(jìn)程與結(jié)果，結(jié)果性變量直接影響比賽得分，而過程性變量首先會(huì)影響結(jié)果性變量，進(jìn)而影響比賽得分。由于U23球員在組織進(jìn)攻階段影響較小，所以在組織進(jìn)攻階段發(fā)生的過程性變量未成為影響比賽勝負(fù)概率的關(guān)鍵變量，但并不代表過程性變量對(duì)比賽結(jié)果不重要，傳球、成功傳球率以及威脅性傳球次數(shù)均是影響結(jié)果性變量的重要自變量，U23球員要想提高競(jìng)技水平與運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)，增加對(duì)球隊(duì)的貢獻(xiàn)度，必須有效融入球隊(duì)技戰(zhàn)術(shù)體系?；诖?，教練員可以根據(jù)U23球員影響球隊(duì)的關(guān)鍵指標(biāo)統(tǒng)籌設(shè)計(jì)球隊(duì)的技戰(zhàn)術(shù)訓(xùn)練，一方面落實(shí)U23政策，為年輕球員提供參加高水平競(jìng)賽的機(jī)會(huì)，另一方面在落實(shí)政策時(shí)最大程度保障球隊(duì)的整體競(jìng)技水平。

4 結(jié)論與建議

（1）U23政策的修改沒有帶來U23球員競(jìng)技水平的顯著提升，“配額保護(hù)”收效甚微，政策執(zhí)行效果偏離預(yù)期目標(biāo)。建議相關(guān)部門進(jìn)一步權(quán)衡好“保護(hù)”與“開放”二者之間的有序平衡。（2）為了應(yīng)對(duì)U23政策，教練員采取減少球員出場(chǎng)時(shí)間、推遲球員上場(chǎng)時(shí)間節(jié)點(diǎn)的應(yīng)對(duì)策略未產(chǎn)生預(yù)期效應(yīng)，教練員對(duì)U23球員影響比賽勝負(fù)的刻板印象存在認(rèn)知偏差。建議教練員根據(jù)比賽實(shí)際需要靈活選擇U23球員上場(chǎng)時(shí)間。（3）射正、進(jìn)球以及解圍是U23球員影響比賽勝負(fù)的關(guān)鍵指標(biāo)，在正式比賽和訓(xùn)練實(shí)踐中教練員可以根據(jù)U23球員的競(jìng)技能力、對(duì)手實(shí)力及球隊(duì)比賽戰(zhàn)況進(jìn)行合理安排，以充分發(fā)揮U23球員影響比賽的關(guān)鍵能力。