年龄对民族偏见的影响：来自跳台滑雪的证据

2022-6-10 10:16:03

年龄对国籍偏见的影响：来自跳台滑雪的证据*1和ChristianDeutscherBielefeld大学运动科学系，Postfach 10 01 31，33501 Bielefeld，Germany+2018年8月14日这项实证研究探讨了年龄对国籍偏见的影响。世界杯比赛数据表明，职业跳台滑雪比赛的裁判更喜欢自己国籍的跳台运动员，并通过给他们更好的分数来表现出这种偏好。此外，目前的研究表明，这种国籍偏见在年轻法官中有所减少，这与年轻一代受到的民族歧视程度较低一致。全球化及其在减少基于阶级的思维方面的影响可以解释这种减少对他人判断的偏见。JEL代码：关键词：主观评价；组内偏差；自身国籍偏见；通用电气公司*通讯作者：亨德里克。scholten@uni-比勒费尔德。de+对于所有作者：兴趣声明：非1简介各种职业必须参与个人行为评估：法律法官评估被告的行为、教师评分学生的工作、人事经理评估申请并进行绩效审查，以及体育裁判评估运动员的竞争表现。所有这些评估人员都应公正地评估其他人，不受性别、种族或国籍等个人特征的影响。然而，人们对他人的评价似乎天生就有偏见，无论是有意识还是无意识的，都是由所涉及部分的社会身份所决定的。In（ter）group bias“通常指的是，与非成员群体（outgroup）或其成员相比，系统性倾向于更有利地评估自己的成员群体（ingroup）或其成员”（Hewstone等人，2002年，第576页）。

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2022-6-10 10:16:07

群体内的偏袒和对群体外成员的歧视态度密切相关，导致法律决策、薪酬政策、职业机会以及冠军头衔方面的不平等。了解群体内偏见或群体外歧视的存在和来源，对于能够检测、减少和减轻此类非法判断的影响，甚至防止此类非法判断至关重要。有偏见的评估通常基于种族（Parsons et al.，2011；Price and Wolfers，2010）、性别（Blau and Kahn，2003）或国籍（Emerson et al.，2009）等属性。这些属性很容易观察到，因此可以作为有偏见的研究对象。总的来说，人们更喜欢同性、种族或国籍的其他人，这一点在大量研究中得到证实，这些研究一致表明评估者对来自同一国家（或种族或性别）的人的偏好高于非国民（或其他种族或异性）（参见Ahmed，2013；Dee，2005；Emerson et al.，2009；Zitzewitz，2006）。特别是，广泛的社会科学研究调查了群体外歧视的来源，揭示了个人和背景层面的因素都会影响歧视性制度和种族偏见。年龄就是这样一个变量；一般来说，年轻人对移民或其他种族的人表达的消极态度较少（例如，见O\'Rourke和Sinnott，2006；Quillian，1995）。然而，所有关于国籍偏见的调查都集中在对不同群体的直接比较上，而没有讨论年龄等个人特征如何影响这种偏见。为了缩小这一差距，我们对与评估者年龄相关的群体偏见进行了实证分析。

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2022-6-10 10:16:10

因此，我们利用了观察实际行为的可能性，而不仅仅是陈述的偏好。为了确定ge对国籍偏见的影响，我们收集了国际跳高项目的数据。跳投者由来自不同国家的多名法官同时进行评估，尽管法官通常与跳投者具有相同的国籍。因此，在控制裁判员表现的同时，我们可以从统计学上检查裁判员是否存在组内偏差。也许更重要的是，我们可以确定年龄是否对群体偏见有影响。我们的数据涵盖了14000多个跳跃，有力地支持了组内偏差的存在；强调这种群体内偏见会随着年龄的增长而增加，但对于年龄小于30-35岁的法官来说，这种偏见几乎消失了。我们首先从社会认同理论出发，为这种群体偏见的存在建立理论背景。在第3节中，我们回顾了以往关于群体偏见和歧视态度来源的文献。在我们对跳台滑雪中的群体偏见和年龄的调节影响进行实证分析之后，我们对发现和一些局限性进行了讨论，从而得出结论，为进一步的研究指明了方向。2理论背景歧视是指对个人或某些群体成员的不利待遇，作为特定价值观、态度、偏见或无意识联想的表现。社会认同理论通过对群体间行为和社会分类的预测，为解释对（外）群体的歧视提供了基本的理论基础。通过从社会心理学角度分析歧视，Tajfel et al.（1971）帮助解释了群体内成员对群体外成员的偏好。

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2022-6-10 10:16:20

Tajfel（1982，第24页）还对社会身份进行了有意义的定义，即“个人自我概念的一部分，来源于他们对社会群体成员身份的认识，以及该成员身份的价值和情感意义。”这种群体成员身份要求个人将自己和他人视为属于一个群体。因此，同一国家的公民可以将自己定义为该国籍所定义群体的成员。此外，每个人都会将自己或她所识别的群体及其价值观与其他群体的价值观进行比较，并形成一种威望感，这种威望感可能是正面的，也可能是负面的，这取决于内外群体之间感知到的差异是否引发正面或负面的价值观。在寻求自我满足的过程中，人们追求加入他们积极评价的群体，这样他们就可以提升自己的自我形象（Tajfel和Turner，1979）。Tajfel等人（1971年）通过实验证明，对于由琐碎或随机标准定义的群体，组外歧视持续存在。Tajfel等人（1971年）要求参与者向未知的入组或出组成员分配奖励，而不会对这些参与者产生任何直接后果，这表明人们更喜欢向入组分配更大的奖励，相对于出组，g ap更大，而不是最大化两组的奖励。

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2022-6-10 10:16:23

也就是说，仅仅是一个群体的成员身份（即使是随机分配的），就可能引发对非成员的歧视。3文献综述3.1群体间偏见：基于种族和民族的偏见评估在不同形式和领域反复记录了群体内和群体外的偏见。例如，Ru Free和Sosis（20 06），以色列集体农场（集体社区）的最终成员，与非集体农场成员相比，与匿名集体农场成员相比，与非集体农场成员相比，更不具合作性。这种偏见不仅存在于群体成员可以自愿选择加入群体（例如集体农场成员）的情况下，也存在于群体被定义为在大多数情况下是出生时所固有的标准时，如性别、种族或国籍。Kraig er和Ford（1985）关于种族偏见的早期证据来自于对74项研究的元分析，其中白人评分者总是给白人评分较高，黑人评分者也给黑人评分较高。Mount等人（1997年）证实，种族会影响个人评价，因此在大多数情况下，人们倾向于与他们有相同明显种族的其他人。在研究种族对教师对学生认知的影响时，Dee（2005）发现，当学生的种族背景不同时，教师对学生行为的评价更为负面。迪伊指出，该地区和学生的社会经济地位也会影响这种偏见。根据美国审判的数据，Anwar et al.（2012）表明，当法官仅由白人成员组成时，黑人被告被定罪的频率明显高于白人被告。如果只有一个黑人加入陪审团，那么白人陪审团的这种负面影响就会显现出来。poo l.Ahmed（2013）分析了瑞典电视转播的一个电视节目中的数据，在该节目中，参赛者彼此打分，以决定胜利者。

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2022-6-10 10:16:26

与不同种族背景的选手相比，具有瑞典血统的选手将获得更高的分数。与这些结果一致，普莱斯和沃尔夫斯（2010）指出，与自己的比赛裁判团队相比，NBA球员在被对方比赛裁判判罚时会受到处罚（更多的个人犯规）。文献关注的是国籍偏见，即评估人员更喜欢集团内成员或本国人，而不是集团外成员或非本国人。Link（1998）分析了作者和评论者的来源在提交的科学文献的分类中是否重要。Link将美国公民与其他人区分开来，发现美国作者提交的论文的评分更高，尤其是如果评论员也来自美国。在其他学术环境中，Feld et a l.（2016）考虑了教师对学生的评价，表明学生的评价因国籍而异，尽管他们将这种影响归因于仇外心理（自身群体的偏袒），而不是对巴格斯等人的学生的歧视。（20 17）分析了教授职位的竞争，并确定女性在随机分配的委员会中的存在不会提高女性申请此类职位的成功率。但De Paola和Scoppa（2015）指出，女性被男女混合委员会提拔的几率比所有男性委员会都高。许多研究调查了性别对评价的影响，结果好坏参半。不同的国籍。Glock和Kro lak Schwerdt（2013）发现，如果德国教师看到他们的刻板印象在某种程度上得到了证实，他们就会对土耳其学生产生偏见。Acolin等人（2016）发现的民族主义偏见发生在法国租赁公寓市场。

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mingdashike22

2022-6-10 10:16:30

当他们通过电子邮件发送申请时，如果申请者的姓名显示出不同的种族背景或国籍，他们确定那些姓名显示出北非、撒哈拉以南非洲或土耳其血统的商务申请人收到的回复比法国申请人少16%至22%，这表明他们有自己的国籍偏见。相比之下，使用波兰语或葡萄牙语/西班牙名字的申请并没有降低收到回复的可能性，作者解释说，波兰语和葡萄牙语/西班牙移民群体已经融入了法国社会。因此，研究结果表明，对小组外成员进行偏见评估的主要影响。其他一些针对国籍偏见的研究也考虑了体育比赛。Pope和Pope（2015）利用职业足球的数据分析了欧洲俱乐部足球最高水平（欧洲冠军联赛）比赛期间的裁判活动。他们表明，如果犯规球员与裁判具有相同的国籍，裁判判犯规的可能性会增加约10%。这些结果在随后的几轮比赛中，无论是缺乏经验的裁判还是有经验的裁判都会获得。在盛装舞步比赛中，桑德伯格（2018）确定了评委对本国运动员以及陪审团成员国参赛者的偏颇评价。然而，Hawson et a l.（2010）在法官和骑手来自同一个国家的案件中未发现任何同性恋。据我们所知，Zitzewitz（2006）的研究是唯一一项分析专业滑雪运动数据的研究。通过对2001/2002赛季（包括奥运会、世界杯赛事和世界锦标赛）的观察，他发现自己的国籍偏见在重要比赛（如奥运会、最终排名第一的比赛）和团队比赛中越来越强烈。

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可人4

2022-6-10 10:16:33

然而，Zitzewitz还发现，法官对他们的民族主义同事有偏见，导致了一些补偿效应。3.2（种族）态度和年龄广泛的文献涉及种族或种族偏见及其原因，定义“种族偏见是指对一个或多个不同种族群体的普遍不利意见”（Coenders等人，20 04，第1页）。年龄、队列和时期效应推动了公众态度的变化（Steeh和Schuman，19 92），尽管根据年龄、队列和周期进行的明确（统计）分离可能存在问题，甚至“不可能”（Glenn，1976，第900页）。我们考虑研究如何解决coho r ts和ages。一般来说，老年人往往比年轻人更有偏见（Ceobanu和Escandell，2010；Wilson，1996）。一些作者将这一趋势归因于年龄的影响，但其他人则强调队列特征（Steeh a and Schuman，1992；Wilson，1996）。例如，在一项被广泛引用的研究中，西尔斯（1983）认为年龄或生命阶段可能是态度变化的重要来源。认知处理能力、社会支持系统和态度对象都受到年龄（或生命阶段）的影响，因此年轻人和老年人的态度有所不同。西尔斯（1983）得出结论，老年人倾向于保留现有观点，更倾向于拒绝新想法，在支持现有态度的群体中行动，并保持相当“不合时宜”的态度。这种倾向或许可以解释为什么老年人往往表现出更多的偏见。Hyman和Sheatsley（1956、1964）、Steeh a和Schuman（1992）和Wilson（19 96）相反，他们关注的是cohor ts，而不是年龄效应。Hyman和Sheatsley（1956、1964）对种族态度进行了初步的实证分析，并假设“积极变化的模型”。

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nandehutu2022

2022-6-10 10:16:36

在他们看来，随着较年长、较不宽容的一代被社会化的新一代“取代”，从而比他们的父母对种族融合的敌意更小，就会出现一个不断自由化的过程”（Steeh和Schuman，1992年，第341页）。反过来，研究人员将积极的变化与同化联系起来，并引用了“现代社会少数民族同化的长期趋势”（Coenders和Scheepers，1998，第406页），从而减少了年轻群体之间的社会歧视。Steeh a and Schuman（1992年）在对一般社会调查和国家选举研究（种族态度的变化）的分析中明确排除了老龄化的影响，认为现有的年龄影响证据并不令人信服。相反，他们提出“因此，种族态度趋势仅由队列和时期效应组成”（Steeh和Schuman，1992年，第344页），尽管他们的结果表明，队列和时期对提图斯的种族影响都不显著。最后，威尔逊（1996）对群体效应的分析涉及对黑人、西班牙裔、犹太人和亚洲人的态度，如一般社会调查数据所示。与Steeh和Schuman（1992）不同的是，他发现了群体的特殊差异，因此，二战前后出生的子女在种族偏见方面存在显著差异：出生较早的子女比出生较晚的子女更为不利。关于种族偏见和对少数民族态度的决定因素的最新研究反复证实，年龄较大的受访者更容易产生歧视性态度（例如，见Coenders和Scheepers，1998年；Gorodzeisky和Semyonov，2009年；O\'Rourke和Sinnott，2006年；Quillian，1995年）。然而，即使是最近的研究也对年龄是否真的与这些观点相关提出了一些问题（例如，见McLaren和Johnson，2007；Scheve和Slaught，2001）。

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2022-6-10 10:16:39

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。

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2022-6-10 10:16:42

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。

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2022-6-10 10:16:45

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。

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2022-6-10 10:16:48

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）。

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2022-6-10 10:16:51

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。

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2022-6-10 10:16:54

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%。

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2022-6-10 10:16:57

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。

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mingdashike22

2022-6-10 10:17:00

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。

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2022-6-10 10:17:08

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）。

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2022-6-10 10:17:12

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。

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nandehutu2022

2022-6-10 10:17:15

其次，我们提供了关于国家偏见判断是否受法官年龄影响的第一个测试。先前的研究表明，在老年人或同龄人中，态度往往更具偏见；这项研究首次分析了在高风险判断情况下，对来自同一国家的人的偏爱是否会产生这种影响。为了支持我们的预测，我们发现，年龄越大，来自同一国家的运动员获得的评分越高，来自其他国家的运动员受到的歧视也越多。这种偏见似乎是潜意识的，因为数据显示，在决定性的跳跃中，没有使用有利于跳跃者的策略。发现群体偏见随年龄增长而增加可能是全球化的结果，例如，自我概念的定义（Tajfel，1982）依赖于年轻群体的国籍。专业跳台滑雪提供了一个有用且相关的自然实验，但该研究也存在一些局限性。首先，年龄（判断）变量的分布是左偏的；在我们的样本中，只有少数法官年龄不到40岁。然而，每位法官的大量观察加强了结果的可靠性。第二，我们没有关于lso可能影响歧视态度的个人层面因素（如教育）的数据。第三，我们对风况的测量完全依赖于顺风和逆风的强度；没有关于侧风的数据，但这种情况也会产生影响。第四，出于职业考虑，年轻法官可能会对来自同一国家的跳投者表现出更保守的行为和判断，以避免被指控偏袒（Gibb-ons和Murphy，1992）。

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2022-6-10 10:17:19

随着年龄的增长，更多的经验和更高的工作保障可能会减少这种影响。这项研究初步探讨了在高风险环境中年龄对歧视性判断的影响；在这方面，还需要解决其他研究差距。例如，一个涵盖更长时间的数据集可以揭示单个法官随着年龄的增长在判断模式上的个人发展。此外，测试性别对年龄对国家偏见判断的影响也很有趣。在我们的数据集中，几乎所有的评委都是男性，因此一个性别变量可以衡量个人的评判模式，而不受性别影响。如果更多的女性开始评判职业跳台滑雪，这个领域可以为分析性别影响提供一个令人信服的研究背景。参考Sacolin，A.，Bostic，R。，a and Painter，G.（2016）。法国跨国籍租赁市场歧视的现场研究。《城市经济学杂志》，95:49–63。Ahmed，A.（2013年）。烹饪游戏中的种族偏好：一项基于瑞典喜剧《和我在一起》的研究。《民族与种族研究》，36（12）：2220–2236。Angrist，J.D.和Pischke，J.-S.（2008）。大多数无害的计量经济学：经验主义者的比较。新泽西州普林斯顿：普林斯顿大学出版社。Anwar，S.、Bayer，P.和Hja lmarsson，R.（2012）。陪审团种族对刑事审判的影响。《经济学季刊》，127（2）：1017–1055。Bagues，M.、Sylos Labini，M.和Zinovyeva，N.（2017）。科学委员会的性别构成是否重要？《美国经济评论》，107（4）：1207–38。Blau，F.D.和Kahn，L.M.（2003）。了解性别工资差距的国际差异。《劳动经济学杂志》，21（1）：106–144。Ceobanu，A.M.和Escandell，X.（2010）。

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2022-6-10 10:17:27

利用跨国调查数据对移民和移民的公共att进行比较分析：理论和研究综述。《社会学年鉴》，36:309–328。Coenders，M.、Lubbers，M.、a and Scheepers，P.（2004）。大多数民众对移民和少数民族的态度。欧洲种族主义和仇外心理监测中心的报告，参考号：2003/04/01。Coenders，M.和Scheepers，P.（1998年）。1979-1993年荷兰种族歧视支持：时期、群体和个人特征的影响。《欧洲社会学评论》，14（4）：405–422。De Paola，M.和Scoppa，V.（2015年）。性别歧视与eva luators的性别：来自意大利学术界的证据。《经济学》，82（325）：162–188。Dee，T.S.（2005）。像我这样的老师：种族、种族或性别重要吗？《美国经济评论》，95（2）：1 58–165。Emerson，J.W.，Seltzer，M.，和Lin，D.（2009）。评估裁判偏差：以2000年奥运会为例。《美国统计学家》，63（2）：124–131。Feld，J.、Salamanca，N.和Hamermesh，D.S.（2016）。内向或恐外：超越歧视。《经济杂志》，126（594）：1503-1527。Gibbons，R.和Murphy，K.J.（1992年）。存在利益相关者的最优激励合同：理论与证据。《政治经济杂志》，10 0（3）：468–505。格伦·N·D.（1976）。队列分析员徒劳的探索：试图从统计学上区分年龄、时期和队列效应。《美国社会学评论》，41（5）：900–904。Glock，S.和Krolak Schwerdt，S.（2013）。民族性重要吗？刻板印象期望对学生教师判断的影响。《教育的社会心理学》，16（1）：111–127。Gorodzeisky，A.和Semyonov，M.（2009）。排除条款：公众对欧洲国家移民权利分配和分配的看法。

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2022-6-10 10:17:30

《民族与种族研究》，32（3）：401–423。Hawson，L.、McLean，A.和McGreevy，P.（2010）。2008年奥运会盛装舞步比赛成绩的变化及其对马匹训练和福利的影响。兽医行为杂志：临床应用与研究，5（4）：170–176。休斯通，M.，鲁宾，M.，和威利斯，H.（2002）。组间偏差。心理学年度回顾，53（1）：575–604。Hyman，H.H.和Sheatsley，P.B.（1956年）。对消除种族隔离的态度。《科学美国人》，195（6）：35–39。Hyman，H.H.和Sheatsley，P.B.（1964年）。对消除种族隔离的态度。《科学美国人》，211（1）：16–23。Kraiger，K.和Ford，J.K.（1985）。对绩效中种族比率影响的荟萃分析。应用心理学杂志，70（1）：56–65。林克，A.M.（1998年）。美国和非美国提交的材料：审查者偏见分析。JAMA，280（3）：246–247。麦克拉伦，L.和约翰逊，M.（20 07）。资源、群体冲突和象征：解释英国的反移民敌意。政治研究，55（4）：709–732。Mount，M.K.、Sytsma，M.R.、Hazucha，J.F.和Holt，K.E.（19 97）。评级者评级对管理者的发展绩效评级产生影响。《个人心理学》，50（1）：51–69。Nevill，A.M.、Newell，S.M.和Gale，S.（1996）。与英国和苏格兰足球比赛主场优势相关的因素。《体育科学杂志》，14（2）：181–186。O\'Rourke，K.H.和Sinnott，R.（2006年）。个人对移民态度的决定因素。《欧洲政治经济杂志》，22（4）：838–86 1。Parsons，C.A.、Sulaeman，J.、Yates，M.C.和Hamermesh，D.S.（2011）。打击三：歧视、激励和评估。《美国经济评论》，101（4）：141 0–1435。Pope，B.R.和Pope，N.G.（2015）。自己的国籍偏见：来自欧洲冠军联赛足球裁判的证据。《经济调查》，53（2）：1292–1304。Price，J.a和Wolfers，J.（2010年）。

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可人4

2022-6-10 10:17:33

NBA裁判中的种族歧视。《经济学季刊》，125（4）：1859-1887。Quillian，L.（1995年）。偏见作为对感知到的群体威胁的回应：欧洲的人口构成和反移民和种族偏见。《美国社会学评论》，60（4）：586-611。Ru Free，B.J.和Sosis，R.（2006年）。合作和组内组外偏差：对以色列集体农场成员和城市居民的现场测试。《经济行为与组织杂志》，60（2）：147–163。Sandberg，A.（2018）。竞争身份：专业评估人员群体内偏见的现场研究。《经济杂志》，128（613）：2131–2159。Scheve，K.F.和Slaught，M.J.（2001年）。劳动力市场竞争和个人对移民政策的偏好。《经济学与统计评论》，83（1）：133–145。西尔斯，D.O。( 1983). 早期政治倾向的持续性：态度主体和人生阶段的作用。《人格与社会心理学评论》，4（1）：7 9–116。Steeh，C.和Schuman，H.（1992年）。Young白人成年人：种族态度在20世纪80年代发生了变化吗？《美国社会学杂志》，98（2）：340–367。Tajfel，H.（1982年）。群体间关系的社会心理学。《心理学年鉴》，33（1）：1-39。Tajfel，H.、Billig，M.G.、Bundy，R.P.和Flament，C.（1971年）。社会分类和群体间行为。《欧洲社会心理学杂志》，1（2）：149–178。Tajfel，H.和Turner，J.C.（197-9）。集团间冲突的综合理论。《群体间关系的社会心理学》，33（47）：74。Wilson，T.C.（1996）。群体与偏见：白人对黑人、西班牙裔、犹太人的态度。《舆论季刊》，60（2）：253–274。Zitzewitz，E.（2006年）。冬季运动裁判中的民族主义及其对组织决策的启示。《经济与管理战略杂志》，15（1）：67–99。附录数据清理和排除1。

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2022-6-10 10:17:36

如果跳远距离很短，跳远者通常会“放弃”跳远，不担心良好的着陆，从而导致很低的评分。因此，我们排除了最低分数低于14.5.2的所有跳跃。我们排除了所有以摔倒结束的跳跃，因为风格点数取决于摔倒，并不反映之前飞行阶段的质量。3、如果跳远的最低和最高风格分数相差超过2分，我们将其排除在外；这种情况表明，一个或多个评委忽视了一个重大风险（例如，在着陆时抓住雪）。由于缺少有关法官年龄的数据，一些观察结果必须排除在外。我们只包括至少两名法官的国籍观察。如果只有一名法官代表一个国家（如斯洛伐克、韩国和哈萨克斯坦），估计的国籍效应可能不是由于本国国民的偏袒，而是由于个别特定的机构。跳线国家编号。ofFreq。累计百分比。Jumpers1 AUT 13 2003 12.9 12.92 BUL 1 50 0.3 2 13.223 CAN 1 190 1.22 14.444 CZE 7 1199 7.72 22.175 EST 1 36 0.23 22.46 FIN 5 425 2.74 25.147 FRA 2 409 2.63 27.778 GER 11 2250 14.49 42.269 ITA 3 176 1.13 43.3910 JPN 1 0 1405 9.05 5 2.4411 NOR 9 2060 13。27 65.9812 POL 9 1940 12.49 78.4813 RUS 6 680 4.38 82.8614 SLO 13 1793 11.55 94.415 SUI 5 630 4.06 98.4616 USA 3 239 1.54 100总计99 14，18 0 100个国家的法官国籍否。ofFreq。累计百分比。法官1 AUT 10 1,5 38 10.85 10.852 CAN 2 435 3.07 13.913 CZE 3 459 3.24 17.154 FIN 7 1337 9.43 26.585 FRA 2 375 2.64 29.226 GER 18 2224 15.68 44.917 ITA 2 513 3.62 48.538 JPN 3 818 5.77 54.299 NOR 9 1761 12.42 6 6.7110 POL 7 1259 8.88 75.5911 ROU 2 387 2.73 78.3212 RUS 4 782 5.51 83.8413 SLO 7 1,15 1 8.12 91.9514 SUI 4 677 4.77 96.7315 USA 2 464 3.27 100总计82 14180 100相关性Matrixsamen。年龄家庭距离p。

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nandehutu2022

2022-6-10 10:17:39

风p.stylet-修正案1 AGE（法官）0.0155 1主页0.1389 0.0304 1距离点0.0209 0.0131 0.0071 1风点0.0142-0.068 2 0.029-0.0 603 1样式点ST-10.0411-0.000 1 0.0227 0.4425 0.0446 1表4：独立变量的相关矩阵回归1：排除样式点ST-1（跳线），因为样式指针ST-1与距离点略微相关（见表4），一次跳投越长，跳投通常越好，因此该跳投可能在之前的比赛中获得了更高的平均分。因此，我们从表2中重新运行模型1和2，而不使用样式指针ST-1、结果稳健：再次抽样在0.01水平上显著，其系数甚至高于表2。风力条件的影响很小。1b型2bsamenation 0.0852***0.0950***（0.0127）（0.0123）home（跳线）0.0859***0.0635***（0.0237）（0.0229）距离点0.0712***0.0640***（0.0053）（0.0056）距离点-0.0002***-0.00 01***（0.0000）（0.0000）风点0.0001 0.0011（0.0009）（0.0010）样式点ST-1（跳线）––常数13.9171***14。0522***（0.1565）（0.1660）跳e r FE no judge FE no yesObs。14180 14180R2 0.566 0.607调整。R2 0.566 0.605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5：回归分析：自身国籍偏差，不包括风格点tst-1（跳线）回归2：排除样式点ST-1（跳线）正如我们对模型1和模型2所做的那样，我们还从表3重新运行了没有stylepointst的模型4-1（跳线），因为与di s tance点略微相关。

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