年龄对民族偏见的影响：来自跳台滑雪的证据

此外，大多数研究没有明确说明预期的关系是反映一个群体还是年龄效应，尽管有一些明确断言年龄和态度之间的关系可能是由于这两种类型的效应（Coenders和Scheepers，1998）。因此，年龄或群体特征是否会导致种族偏见的问题仍然没有解决，尽管普遍的共识表明，老年人往往比年轻人更有偏见。基于这一证据，我们预测，潜在的国籍偏见将受到评估者年龄（特定社会化）的影响：法官年龄越大，他越倾向于选择同一国籍的竞争对手。通过实证分析，我们使用专业跳台滑雪数据来研究这种关系。首先，我们评估了裁判是偏向团体国民还是歧视团体外的非国民。其次，我们分析了法官年龄与所表现出的民族偏见之间的关系。因此，我们的研究不是观察所陈述的偏好，而是建立在对实际行为的调查基础上。4实证分析4.1数据为了调查年龄偏见的存在和年龄的作用，我们依赖于职业跳台滑雪比赛中的成绩评估数据。跳投的表现取决于两个分数：距离和风格分数。距离点是跳远长度的客观衡量标准；风格点反映了法官的主观评估。根据跳远的距离，风格分数占跳远运动员总成绩的40–50%（平均值=46%）。因此，风格点从根本上决定了竞争结果。风格点应反映跳跃的各个方面（例如，落地、飞行中身体位置的对称性和稳定性），由五名裁判指导，他们在靠近山坡的同一地点观察每个跳跃，并同时对其进行评分。

每个裁判为每个跳跃指定一个风格点值。五个得分中最好和最差的得分被淘汰，因此跳投者的最终风格得分代表其余三个得分的总和。虽然有粗略的评分准则，但在评估跳投运动员的表现时，裁判有很大的判罚空间。一名运动员从一名裁判那里获得的最高评分是20分，较低的分数可以以0.5分的增量获得。通常，五名裁判来自五个不同的国家——一名来自比赛所在国，四名来自国家跳台滑雪协会，由国际跳台滑雪联合会提前选出。法官的选择取决于每个国家协会，任何持有有效证书的法官都可以被提名。为了有资格获得跳级法官的认证，候选人必须具有至少三年的国家级法官实践经验，且不得超过45岁。不管候选人是否有义务成为一名跳台滑雪运动员，大多数人都会这样做。然而，这并不意味着只有国际职业，因为我们样本中的一些评委报告说，国家级比赛中，跳投的时间越长，跳投获得的距离分数就越多，这就降低了风格分数相对于总分的比例。评委每次跳投最多可获得20分；从理论上讲，距离点是不受限制的，尽管自然限制是由跳跃山的构造和重力的影响造成的。在一场比赛中，两名裁判来自同一个国家挪威（2016年2月6日，奥斯陆）。他们参加的最高级别的比赛。我们的数据集包括2015/16赛季和2016/17赛季的所有个人世界杯比赛，涵盖41场比赛。

每场比赛通常由两轮组成，其中（通常）50名运动员在第一轮开始，然后前30名选手进入第二轮。因此，我们通常会观察到每场比赛有80次跳跃，尽管实际跳跃次数可能有所不同。例如，恶劣的天气条件可能要求取消第二轮比赛，或者取消资格可能会改变允许在第一轮开始的跳投人数。总体而言，初始数据集包括3203个不同的跳跃，但我们需要从分析中排除一些观察结果（有关这些排除的详细标准，请参见附录）。我们只对至少有两名不同法官的自然法官进行了观察，这意味着一些跳跃是由四名而非五名法官完成的。最后，即使最好和最差的评分被排除在竞争评分之外，我们也会将其纳入我们的分析中，因为这些评分可能是偏颇评估的有力证据。因此，分析数据集包括3025次跳跃和14180次判断ump观察；其中包括99（82）名运动员（评委），代表16（15）个不同的国家。4.2变量为了评估法官对个人跳跃的主观评价，我们的因变量是个人法官对特定跳跃的风格点数。虚拟变量samenation表示跳投者和裁判是否具有相同的国籍。然后，主要自变量表示法官的年龄以及年龄与抽样的交互作用。为了分析年龄对组内/组外偏差的具体影响，我们将年龄作为比赛时评委的年龄来衡量。几个控制变量还允许我们考虑f或跳跃、跳跃和判断特定因素。一般来说，长距离跳远更好，更好的跳远通常会获得更多的风格点，因此我们必须在分析中包括跳远距离。

它提供了一个很好的指标，通常情况下，资格赛发生在比赛之前，以确定50名运动员的起跑场。如果只有一名法官来自某个国家，估计的国籍影响可能不是由于本国国民的偏见，而是由于个人特定的态度。附录提供了有关所代表国家和观察结果的更多详细信息。跳投的整体表现。我们在分析中使用的是距离点的数量，而不是跳远的绝对长度来控制整体性能，因为滑雪跳远的山丘大小不同。因此，任何给定的距离都可能构成良好或不良的性能。距离点将山坡大小考虑在内，因为它可以更好地反映跳投的表现。我们还包括距离点的平方项，因为超长跳远很难准确着陆，因为着陆时会出现较低的飞行姿态点。跳线性能的另一个参数涉及风况。例如，强风会使飞行中更难保持良好姿势。不幸的是，没有关于实际风向和每跳风力的信息。然而，我们有每个跳伞运动员在每个j ump中接收到的风点数据。这些点补偿跳线在跳跃时的良好或不良风况，因此它们代表了风况的（粗略）测量。为了确定比赛是否在跳投者的祖国举行，我们加入了虚拟变量home（跳投者）。“在家”跳跃可能会增加风格点数，原因有二。首先，观众的喧嚣所产生的社会压力可能会影响法官的看法（Nevill等人，1996）。

其次，跳高运动员通常更熟悉国内的跳台滑雪，因为他们有更多的机会练习。因此，我们预计跳远运动员通常在本国比赛中表现更好。在考虑跳跃和判断特定效应时，我们使用跳跃和/或判断固定效应进行估计。通过稳健性检查，我们还包括一个变量，用于在所考虑的时间段内capturea跳线在所有先前跳跃中的平均样式点（样式点ST-1） ，而不是使用跳线固定效果。表1显示了关键变量的描述性统计数据。因变量样式点的范围在14.5到20之间，平均值为17.56。描述迎风正影响距离；顺风通常会缩短跳跃时间。包括其他固定效应和滞后因变量可能会导致有偏估计（Angrist和Pischke，2008），因此我们只包括其中一个（style pointst-1或跳线效应）。附录中的表4显示了自变量的相关关系矩阵。评级低于14.5 a是可能的，但排除在我们的分析之外（原因见附录）。从这两方面来看，统计数据表明，如果裁判员来自同一个国家，法官对他们的评价会更高（17.687对17.543）。t检验表明，这种差异在0.01水平上是显著的。可变Obs水平平均标准偏差。

Min Maxstyle得分14180跳跃裁判17.557 0.822 14。5修正1356跳跃裁判17.687*0.778 14 .5 19.5其他国家12824跳跃裁判17.543*0.826 14 .修正14180跳跃裁判0.096 0.294 0年龄（裁判）14180跳跃裁判48.666 8.88 22.174 64。063家庭（跳线）3025跳跃0.121 0.326 0 1距离点3025跳跃63.654 13.744 7.8 106.8距离点3025跳跃4240.716 172 0.019 60.84 11406.24风点3025跳跃-0.774 9.006-28.8 24.6风格点ST-13025跳17.489 0.52 8 15.200 18。929总样式点**3025跳52.689 2.31 4 44 59总分***3025跳跃115.930 17.960 45.9 167.7*风格分数与其他国家相同的T检验：在0.01水平上显著**风格总分是指在取消最佳和最差评分后剩下的三个分数之和***总点=距离点+总样式点+风点+浇口点。表1:D描述性统计数据总体而言，所有跳远项目中约有10%由与跳远运动员具有相同国籍的评委评定。跳跃在其距离点上是不均匀的。由于风点对风条件有补偿作用，因此相应的值可以是负值（高于平均风条件）或正值（低于平均风条件）。尽管只有职业运动员参加比赛，但跳高运动员的技术也有很大的不同，比如跳得很有风格-1最小值为15.2，最大值为18.9。图1显示了因变量类型点（图1a）和自变量ag e（图1b）的分布。虽然风格点是一个正态分布，但年龄倾向于左偏。只有大约15%的观察结果来自40岁以下的法官，超过80%来自40至60岁的法官。我们研究的季节中，低于该分数的评分不到1%。

此外，我们只确定了最大得分为20分的7个观察结果。该测量是指作为计算距离点起点的特定山丘施工点（K点）。K点的位置取决于山丘的大小和坡度，在我们的数据集中介于90米（正常山丘）和130米（大山丘）之间。一个跳投者如果在K点跳得很好，就会得到60个距离点。根据小山的大小，跳投者每增加一米就能获得1.8到2.0分。如果跳跃距离短于K点，则从起始点60分开始，分别减去各点。14.5 15 15.5 16 16.5 17 17.5 18 18.5 19 19.5 20百分比（a）风格点20 25 30 35 40 45 50 55 60百分比（b）年龄图1：柱状图-风格点和ag e4.3国籍偏见的实证分析首先关注国籍偏见的存在，因此排除了年龄（法官）变量及其交互项samenation*年龄。使用普通最小二乘法和固定效应回归，我们估计以下方程式：style pointsijt=β+βsamenationijt+βhome（跳线）it+βdistance pointsit+βdistance pointsit+βwind pointsit+βstyle pointsit-1+uijt（1），其中style PointsIjt表示我从judgej a t ime t收到的style points跳线数量。我们的分析结果见表2。我们强烈支持自己的国家偏见，在不同的车型规格中都很强大。平均而言，在其他条件相同的情况下，法官给来自同一个国家的跳投者的分数要比给其他人的分数多。在所有三个模型中，在1%的水平上，抽样系数非常显著，但约为0.07的系数表明偏好程度相当小：仅指样式点标准偏差的十二分之一。

在家里（家里（裁判员））跳跃的影响往往与法官的国籍大致相同。正如我们所假设的那样，选手之间的距离t是特定日期的特定时间，因为在比赛的每一天，每两次跳高中就有30人跳高。附录包含几个额外的稳健性检查。表5显示了模型1和模型2在不使用样式pointst的情况下的结果-1（跳投）。对于表6，我们对模型4进行了相同的操作。我们进一步检查了自己的国籍偏见是否在两轮比赛中有所不同。我们发现，这并不是事实。因此，同胞的偏爱似乎是一种次要和永久的影响，而不是一种仅在高度时才使用的明确影响。跳跃显著影响获得的风格点数：跳跃越长，风格得分越高。此外，我们还发现了预测的距离和样式点之间的反向U形关系。型号1型号2型号3修正0.0668***0.0764***0.0775***（0.0122）（0.0118）（0.0115）home（跳线）0.0783***0.0605***0.0784***（0.0224）（0.0216）（0.0212）距离点0.0691***0.0623***0.0680***（0.0051）（0.0053）（0.0055）距离点-0.0002***-0.0002***（0.0000）（0.0000）风点-0.0014*-0.0017*-0.0003（0.0009）（0.0009）（0.0009）样式指针ST-1（跳线）0.3486***0.320 8***（0.0206）（0.0205）常数8。0863***（0.3724）跳跃e r FE no no yesJudge FE no yes YesSobs。14180 14180 14 180R2 0.606 0.640 0.674调整。R2 0.606 0.638 0.670注：因变量为样式点。

括号中有稳健的标准误差。*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01（聚集在跳跃水平上）表2：回归分析：自身民族偏见4.4年龄对民族偏见的影响根据现有文献，我们现在通过在估计中包括变量年龄和samenation*年龄，来研究ag e对预测中民族偏见的影响。表3中的结果表明，法官的年龄会影响群体内偏爱的程度：年龄越大的法官更有可能为同一民族的跳投运动员颁发更多的风格分数。相反，年轻的裁判甚至倾向于给自己国籍的跳投者更少的分数。根据模型4（5），年龄超过36（31）岁的裁判会歧视来自本国的跳投选手，而年龄超过60岁的裁判会给组内选手比组外选手多出约0.2分。我们不使用跳投效应或法官固定效应进行估计，因为法官的年龄在考虑的时间段内相对恒定，因此法官的具体效应和年龄效应往往是共线的。这些结果与之前在其他领域的研究产生了共鸣，这些研究表明，大多数人口中的老年人对研发移民和种族少数表现出更消极的态度（Gorodzeisky和Semyonov，2009；O\'Rourke和Sinnott，2006）。

在国际跳台滑雪比赛中，资深裁判对本国同胞的偏爱尤其强烈。型号4型号5samenation-0.2817***-0.2071***（0.0841）（0.0812）samenation*年龄0.0071***0.0056***f（0.0017）（0.0016）年龄（judge）0.0008*0.0012***（0.0004）（0.0004）home（跳线）0.0745***0.0959***（0.0224）（0.0229）距离点0.0693***0.0744***（0.0051）（0.0052）距离点-0.0002***-0.0003***（0.0003）0.0000）（0.0000）风点-0.0014-0.0008（0.0009）（0.0008）样式点ST-1（跳线）0.3486***（0.0206）常数8。0407***（0.3725）跳跃e r FE no yesJudge FE no noObs。14180 14180R2 0.607 0.638调整。R2 0.606 0.635注：因变量为样式点。括号中是稳健的标准误差。*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01（聚集在跳跃水平上）表3：回归分析：年龄对国籍偏见的影响。控制变量（参见风点）在两种模型规格中都非常显著，具有预期的迹象。跳高运动员受益于本国的比赛场地，因此他们在这些比赛中获得了显著更多的风格分数，这可能是由于跳高运动员对山的熟悉程度或裁判对“本国观众”的偏爱。距离点和距离点的结果也证实了预期的正关系，边际效应减少。总的来说，R平方值在0.6 06和0.674之间，因此所选的变量解释了相当大的方差部分。5结论本研究借助职业滑雪跳跃项目的最新数据，寻求两个主要研究目标。首先，我们检验并证实了自身民族偏见的存在，这反过来又证实了基于社会认同理论的预测。