自我效能感在足球裁判员职业倦怠与决策满意度之间的中介效应

张庆义

足球是世界上最受欢迎的运动。足球比赛的公正性依赖于裁判员的正确判罚，因此足球裁判员在为观众和运动员营造高质量的比赛环境方面扮演者重要的角色。然而，我国足球裁判员存在着面对多方面的压力和干扰导致心理素质不稳定、自控力差等问题，影响了其执法水平的发挥［1］。另外，我国对足球裁判员方面的研究较为单一，主要集中在裁判员的现状调查、培养体系、心理特征方面，对足球裁判员的心理与行为以及执法决策的影响机制的研究不多。因此，笔者在自我效能感的理论基础上，探究足球裁判员决策满意度的影响机制，为提高足球裁判员判罚准确性，促进我国足球裁判员高质量发展提供参考。

1 理论回顾与研究假设

足球裁判员决策满意度是指裁判员判罚决策后的心理状态，一定程度上能够反映比赛中判罚的质量。研究表明:足球裁判员在高对抗、快节奏、充满压力与不确定性的足球比赛中，其决策行为受到主体因素(体能、经验、选位、心理状态等)、客体因素(运动员、教练员、观众等)与比赛环境(赛前决策、赛场噪音、主场因素等)3个方面的影响［2］。职业倦怠作为足球裁判员心理状态的消极一面，是影响足球裁判员决策满意度的主体因素之一，受到了研究者们的关注。职业倦怠是指在工作环境中，由长期的情绪紧张和人际关系所产生的一系列心理、生理应激反应。Maslach认为职业倦怠是由情绪衰竭、去个性化和成就感降低三个维度构成的一种心理状态［3］。国内外相关研究认为，职业倦怠对工作满意度［4］、生活满意度［5］等方面有一定的预测作用。

目前，对于足球裁判员判罚决策的研究仅分为决策偏差和影响因素两个方面，对如何提高裁判员判罚决策方面的研究较少。自我效能感是美国社会心理学家Bandura［6］基于认知的角度提出的，是指个体对自身能否完成某一活动所具有的能力判断和信念。研究表明，职业倦怠与自我效能感之间有着密切的联系。Leiter［7］认为，职业倦怠是自我效能感的一个危机;Brown［8］指出，自我效能感是保护员工免受工作倦怠负面影响的可修正认知;Shoji［9］对57项研究Meta分析表明，自我效能感对职业倦怠的构成因素有保护作用，并且工作年限较长的员工更能有效利用自我效能，以降低他们的职业倦怠。自我效能感具有缓解工作倦怠对工作绩效影响的中介作用［10］，此外，自我效能感能够促进个体将注意力和努力集中到特定情境中，并被障碍激发出更大的努力［11］，进而探索自我效能感与决策满意度的关系，提高足球裁判员判罚决策的质量。

基于学者的研究，针对足球裁判员群体，本研究提出以下假设:(1)足球裁判员职业倦怠、自我效能感、决策满意度两两之间关系密切;(2)足球裁判员自我效能感在职业倦怠与决策满意度之间存在中介效应。笔者从自我效能感理论视角解释足球裁判员职业倦怠和决策满意度水平，旨在为改善足球裁判员职业倦怠，提高足球裁判员决策满意度，进一步提高裁判员比赛执法质量提供参考，使其更好地为我国各级足球比赛服务。

图1 观念构架

2 研究对象与方法

2．1 研究被试与程序

采用分层抽样法，在2019年山东省“体彩杯”、锦标赛、校园足球特色学校比赛及济南市、济宁市、滨州市、潍坊市等地区开展的比赛中共选取290名足球裁判员为研究被试，共回收有效问卷271份，有效回收率为93．4%。采用集体统一测试的方式进行数据采集，施测前宣读指导语并解释研究目的，得到调查授权的认可与支持，问卷作答时间约4分钟。其他具体分布情况见表1。

表1 被试者基本情况(n=271)

2．2 研究工具

采用互译程序汉化本研究所使用的英文量表。首先由两位高校专业英语教师帮助汉化英文题目;然后由1位精通英文的高校体育教师和1位国家级足球裁判校正、修订译后题目;最后由两位未见原版英文量表的英语外教将译后的题目翻译成英文。多次进行上述互译程序，直至所有中英文题目语义、内涵及表述相匹配。

(1)足球裁判员职业倦怠量表(Burnout Inventory for Referees简称 BIR)［12］共9 个题目，分为 3 个维度，即身心疲惫、工作贬值、工作成就感下降。9个题目均采用李克特5点计分法，从1为“非常不符合”到5为“非常符合”。本次测量各题项偏度绝对值0．915 ～2．006、峰度绝对值0．018 ～3．868、标准差最小值0．829;探索性因子分析 KMO=0．897，Bartlett球形检验(Chi-Square=1 430．476、df=36、P ＜0．001)。验证性因子分析显示:x2=68．756、df=24、x2/df=2．865(P ＜0．001)、GFI=0．948、NFI=0．953、IFI=0．969、TLI=0．953、CFI=0．968、SRMR=0．037、RMSEA=0．083。总量表克朗巴赫 α 为0．908，分半信度为 0．834，各维度 α 分别为 0．785、0．777、0．885。题总相关在范围内 0．368-0．799(P＜0．01)。

(2)足球裁判员自我效能感量表(Referee Self-efficacy Scale，简称 REFS)［13］共 13 个题目，分为4个维度，即裁判员对比赛规则运用的信心、对决策制定的信心、对应对压力的信心及与相关人员(其他裁判员、球员、球队官员、比赛官员等)沟通能力的信心。该量表采用李克特5点计分法，得分越高表明裁判员自我效能感越高。本次测量各题项偏度绝对值0．273 ～1．432、峰度绝对值0．030 ～3．181、标准差最小值0．725;探索性因子分析KMO=0．940，Bartlett球形 检验 (Chi-Square=2 947．212、df=78、P ＜0．001)。验证性因子分析显示:x2=176．429、df=59、x2/df=2．990(P ＜0．001)、GFI=0．913、NFI=0．941、IFI=0．960、TLI=0．947、CFI=0．960、SRMR=0．034、RMSEA=0．086。总量表克朗巴赫 α为0．951，分半信度为0．910，各维度 α 分别为 0．841、0．871、0．912、0．911。题总相关在范围内 0．392 ～0．800(P ＜0．01)。

(3)足球裁判员决策满意度量表(Soccer Referee Decision Satisfaction Scale，简称 SRDSS)［14］由9个题目组成。采用李克特5点计分法，得分越高表明裁判员决策满意度越高。本次测量各题项偏度绝对值 0．337 ～0．959、峰度绝对值 0．102 ～1．580、标准差最小值0．750;探索性因子分析KMO=0．882，Bartlett球 形检验 (Chi-Square=1 283．953、df=36、P ＜ 0．001)。量表克朗巴赫 α为0．832，分半信度为0．799。题总相关在范围内0．019 ～0．691(P ＜0．01)。

2．3 数据管理与统计

将所得数据整理后导入SPSS 26．0、PROCESS 3．4和AMOS23．0软件进行分析。首先，根据研究需要，通过描述性统计、可靠性分析、探索性因子分析和验证性因子分析检验测量工具的信效度;然后，对数据进行中心化和标准化处理，采用相关性分析、回归分析，考察核心变量的内部关联;最后，根据温忠麟等人提出的中介效应检验方法［15］，采用PROCESS 3．4中的Bootstrap方法检验足球裁判员自我效能感在职业倦怠与决策满意度间的中介效应。其中模型中设定样本量为5 000，取样方法为偏差校正的非参数百分位法。

3 研究结果与分析

3．1 共同方法偏差检验

根据周浩等［16］共同方法偏差检验方法，运用AMOS23．0软件建立三因素模型。拟合结果(x2=1 535．0、df=431、x2/df=3．56、CFI=0．83、TLI=0．81、RMSEA=0．07)明显优于单因素模型拟合结果(x2=2 805．0、df=434、x2/df=6．46、CFI=0．62、TLI=0．59、RMSEA=0．14)。因此，共同方法偏差对本研究的影响较小。

3．2 职业倦怠、自我效能感与足球裁判员决策满意度的相关性分析

对变量及各维度进行Pearson相关性分析(见表2)。结果表明:足球裁判员职业倦怠总分及各维度均与自我效能感总分及各维度、决策满意度总分呈显著负相关;足球裁判员自我效能感总分及各维度均与决策满意度总分呈显著正相关。变量之间的关系支持后续假设模型的检验。

表2 各变量的均值、标准差及相关矩阵(n=271)

3．3 中介效应检验

为检验足球裁判员自我效能感的中介作用，采用 Hayes［17］开发的 Process Model4进行回归分析(见表3)。结果表明:足球裁判员职业倦怠对自我效能感(β =-0．35、P ＜0．001)和决策满意度(β =-0．38、P ＜0．001)均具有显著的负向预测作用;而加入自我效能感作为中介变量后，职业倦怠对决策满意度仍具有显著的负向预测作用(β=-0．10、P＜0．01)，自我效能感对决策满意度具有显著的正向预测作用(β =0．79、P ＜0．001)。采用 Bootstrap 对自我效能感的中介效应进行显著性检验表明(见表4):足球裁判员自我效能感在职业倦怠与决策满意度间中介效应为-0．276 4，其95%的置信区间为［-0．413 9、-0．169 7］，不包含0。说明足球裁判员自我效能感在职业倦怠与决策满意度间具有部分中介作用，占总效应(-0．378 1)的73．10%。

表3 自我效能感中介模型的回归分析

表4 自我效能感中介效应的Bootstrap结果

为检验自我效能感各维度在职业倦怠与决策满意度间中介效应值大小，现将其4个维度纳入模型中，进行中介效应检验。结果显示(见表5、表6):沟通能力维度在职业倦怠对决策满意度的间接效应最大为-0．085 1，且其Bootstrap95%置信区间为［-0．152 6、-0．038 5］，不包含 0。表明沟通能力在职业倦怠与决策满意度之间的中介效应显著，占总效应的22．51%;应对压力、决策制定与比赛规则维度在职业倦怠对决策满意度的间接效应依次为 -0．076 5、-0．074 2、-0．029 0，且Bootstrap95%置信区间均不包含0。表明这3个维度在职业倦怠与决策满意度之间的中介效应也十分显著。

综上，相关分析和回归分析结果支持研究假设1，即足球裁判员职业倦怠、自我效能感、决策满意度两两之间关系密切;中介效应检验结果支持研究假设2，即足球裁判员自我效能感在职业倦怠与决策满意度之间存在中介效应。

表5 自我效能感各维度中介模型的回归分析

表6 自我效能感各维度中介效应的Bootstrap结果

图2 自我效能感在职业倦怠与决策满意度之间的中介效应模型图

图3 自我效能感各维度在职业倦怠与决策满意度之间的中介效应模型图

4 讨论

4．1 职业倦怠、自我效能感和决策满意度的特征

本研究探索了足球裁判员职业倦怠对决策满意度的影响，以及自我效能感及各维度的中介作用。研究发现，足球裁判员在裁判工作中普遍存在职业倦怠心理，具备较高水平的自我效能感，并且具有中高水平的决策满意度。可见，足球裁判员心理状况总体处于积极向上水平。尽管在裁判工作中存在职业倦怠心理，但其在执法过程中能够呈现出足够的自信，在比赛中亦表现出较为满意的判罚决策。

4．2 职业倦怠、自我效能感和决策满意度的关系

研究表明:足球裁判员职业倦怠、自我效能感及各维度与决策满意度之间均两两显著相关。其中，职业倦怠各维度与自我效能感各维度和决策满意度呈显著负相关，自我效能感各维度与决策满意度呈显著正相关。

(1)职业倦怠会负向影响裁判员自我效能感。高倦怠的足球裁判员面对执法任务时往往表现出更多的追求轻松、逃避困难的行为倾向，使其降低了执法比赛的能力和成就信心，进而降低了个体的自我效能感。(2)职业倦怠还会降低足球裁判员决策满意度。职业倦怠高的裁判员，不能以端正的态度面对执法任务，对比赛任务有所怠慢，重视程度不够，裁判员准备会准备不充分，甚至不开准备会，导致自己在比赛过程中遇到突发情况手忙脚乱，加大错判、漏判的几率，对自己在比赛中的判罚决策不满意。(3)自我效能感表现出与职业倦怠相反的作用。裁判员自我效能感是个体对执法能力或判罚决策结果的自信与预测。高自我效能感的裁判员其熟练运用比赛规则、判罚决策、承受各方面的压力及与其他相关人员沟通能力的信心等要强。对执法任务准备充分，能够更好地识别和管理比赛中出现的犯规和其他突发事件，有利于在比赛执法过程中个体决策满意度的提高。

4．3 自我效能感在职业倦怠与决策满意度之间的中介效应

回归分析显示:足球裁判员职业倦怠对决策满意度和自我效能感均有显著的负向预测。但是，当自我效能感介入时，职业倦怠对决策满意度的预测力呈现出不同程度的降低，此时自我效能感对决策满意度的正向预测依旧显著。说明自我效能感在职业倦怠解释决策满意度时存在部分中介效应，并且沟通能力维度在职业倦怠与决策满意度的关系中发挥更强的中介作用。其次是应对压力、决策制定和比赛规则维度。原因可能是，足球裁判员面对复杂多变的比赛，仅靠自己一人能力难免有些局限。因此，与两位助理裁判员和第四官员的默契配合，与运动员、教练员的有效沟通以及应对各方面压力的能力就显得尤为重要。

此外，模型从结构层面揭示了足球裁判员3个变量的内部关联，验证了足球裁判员职业倦怠既可以直接预测决策满意度，还能够通过自我效能感这一中介变量间接预测决策满意度。数据表明:职业倦怠会降低足球裁判员决策满意度，是影响裁判员执法的消极因素。当考虑到自我效能感时，足球裁判员的决策满意度因个体自我效能感的介入而得到改善。因此，研究认为当足球裁判员决策满意度受个体职业倦怠影响时，在控制职业倦怠的前提下，足球裁判员不同程度的自我效能感可能对执法比赛的判罚决策表现出不同程度的满意度。研究结论既有利于解释足球裁判员与判罚决策满意度的关系，又反映出自我效能感对缓解足球裁判员职业倦怠、提高判罚决策满意度至关重要的作用。

5 结论

(1)足球裁判员职业倦怠对自我效能感和决策满意度有负向预测作用。自我效能感对足球裁判员决策满意度有一定的促进作用。

(2)足球裁判员自我效能感在职业倦怠解释决策满意度时具备部分中介效应。其各维度在职业倦怠与决策满意度间中介效应值大小依次为:沟通能力＞应对压力＞决策制定＞比赛规则。