4. Persoonsvergissing bij een gele of rode kaart: als de scheidsrechter een overtreding bestraft en de verkeerde speler van het team dat in de fout ging een gele
3.4 Verwerking en resultaten
Voor de verwerking van de verzamelde data werd gebruikgemaakt van R en het programma RStudio. Het feit dat het aantal VAR-optredens per wedstrijd en de totale extra tijd niet normaal verdeeld is, heeft zekere consequenties voor dit onderzoek. Voor t-toetsen en Analysis of
Variance (ANOVA) is normaliteit namelijk vereist, al bieden de niet-parametrische Wilcoxon-
Mann-Whitneytoets en Kruskal-Wallistoets in dit geval een uitstekend alternatief.
20 De variabelen worden voorgesteld aan de hand van hun naam zoals in de dataset, daarbij geldt: GK = gele kaarten, RK = rode
kaarten, H1 = eerste helft, H2 = tweede helft. TotaalGeenVAR duidt het aantal situaties aan waarbij het discutabel is dat de VAR niet ingrijpt. Van de andere variabelen wordt verondersteld dat hun naam duidelijk maakt wat ze betekenen.
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities ACADEMIEJAAR 2019 – 2020 PAGINA 40
3.4.1
VAR-optredens
Om te bepalen of er een significant verschil bestaat tussen de beschouwde competities in het aantal keer dat de videoscheidsrechter per wedstrijd optreedt, werd de Kruskal-Wallistoets toegepast. Daaruit kon geconcludeerd worden dat er inderdaad significante verschillen bestaan tussen de beschouwde competities (P = .007923). De output van de Kruskal- Wallistoets (Figuur 10) toont weliswaar niet aan welk(e) pa(a)r(en) van competities significant verschillen, daarom werd de Wilcoxon-Mann-Whitneytoets toegepast om paarsgewijze verschillen op te sporen. De output van deze laatste toets is terug te vinden in Figuur 11. Er blijkt dat de Champions League en de Bundesliga significant verschillen, wat ook het geval is voor de Champions League en het WK. Echter komen bepaalde waarden meerdere keren voor in de dataset waardoor een waarschuwing verscheen die vermeldt dat de p-waarden niet helemaal exact bepaald konden worden.
Figuur 10: Kruskal-Wallistoets voor het testen op significante verschillen tussen de beschouwde competities in het aantal keer dat de VAR optreedt.
Figuur 11: Wilcoxon-Mann-Whitneytoets om paarsgewijze verschillen op te sporen tussen de beschouwde competities in het aantal keer dat de VAR optreedt.
Tijdens het verzamelen van de data sprong weldegelijk in het oog dat de verslaggeving van Champions Leaguewedstrijden uitgebreider was dan die van de andere competities, ook de VAR-optredens werden gedetailleerder beschreven. Dit doet vermoeden dat een VAR- optreden uit een Champions Leaguewedstrijd eerder in de verslaggeving verschijnt dan bij andere competities het geval is, wat aan de basis zou kunnen liggen van de achterhaalde significante verschillen tussen de Champions League en de twee competities met gemiddeld het kleinste aantal VAR-optredens per wedstrijd, namelijk de Bundesliga en het WK. Al kan het ook zijn dat de Champions League over bepaalde kenmerken beschikt die ervoor zorgen dat het aantal VAR-optredens per wedstrijd er hoger is, wat hierna onderzocht wordt.
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
41
gegeneraliseerd lineair model gehanteerd, zoals in de studie van Lago-Peñas et al. (2019) en op basis van Fukami en Hendershot (s.d.). De data lijken zero-inflated te zijn gezien het feit dat 43% van de observaties nullen zijn. Toch wil dat niet per se zeggen dat er gebruik dient gemaakt te worden van een zero-inflated model, in veel gevallen zijn de onafhankelijke variabelen in een poisson of negatief-binomiaal model reeds in staat die grote hoeveelheid nullen te verklaren. Aan de hand van een gegeneraliseerd lineair model met poissonverdeling wordt het aantal VAR-optredens per wedstrijd gemodelleerd als afhankelijke variabele. Oorspronkelijk werden volgende verklarende variabelen opgenomen in het model: Ervaring,
Technologie, AantalDoelpunten, Toeschouwers, GKTotaal, RKTotaal, StrafschopTotaal, TotaleExtraTijd. De originele ervaringsvariabele kon zoals besproken in paragraaf 3.2 drie
mogelijke waarden aannemen. Vermits enkel de Pro League in seizoen 2017-2018 in een selectie van matchen werkte met videoscheidsrechters en enkel de Bundesliga dat deed voor alle wedstrijden van dat seizoen, kan de impact van het soort ervaring makkelijk bepaald worden door naar de wedstrijden van de Pro League, respectievelijk die van de Bundesliga te kijken. Om die reden wordt er vanaf nu geopteerd om de ervaringsvariabele te wijzigen naar een dummyvariabele die uitdrukt of een competitie wel (1) of geen (0) ervaring heeft. Het opnemen van deze variabele lijkt interessant om op te sporen of de videoscheidsrechter net meer of minder ingrijpt bij competities waarin de VAR al opereerde vóór het beschouwde seizoen. De soort technologie kan ook een rol spelen in het aantal keer dat de VAR optreedt: indien de videoscheidsrechter zich in of nabij het stadion bevindt kan hij een zekere invloed ondervinden van het publiek, die tot uiting kan komen in het aantal keer dat hij ingrijpt. Er werd oorspronkelijk geen competitievariabele opgenomen in het model aangezien drie van de vijf competities gekenmerkt worden door een unieke combinatie van de variabelen Ervaring en
Technologie. Enkel La Liga en het WK hebben dezelfde combinatie, namelijk geen ervaring
en een video operation room op een centrale locatie. Om toch onderscheid te kunnen maken tussen beide, werd een extra dummyvariabele WK toegevoegd aan het model, waarbij een nul of één logischerwijze aanduidt of het al dan niet om een WK-wedstrijd gaat. Op die manier is het aldus mogelijk om elke competitie te karakteriseren aan de hand van deze drie dummyvariabelen. Daarnaast kan een hoger aantal doelpunten in verband staan met een hoger aantal VAR-optredens, daarom werd bovendien het aantal doelpunten opgenomen in het model. Ook de hoeveelheid supporters die aanwezig zijn, kan een impact hebben op het aantal VAR-optredens aangezien zij, zoals vermeld in de literatuurstudie, vaak een invloed uitoefenen op de beslissingen van de scheidsrechter en zo eventueel ook op het aantal VAR- optredens. Een hoger aantal strafschoppen, gele of rode kaarten kan agressiever gedrag weerspiegelen en mogelijks leiden tot een hoger aantal VAR-optredens. Tot slot werd ook de
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
42
variabele die de totale effectieve extra tijd aangeeft, opgenomen in het model want in een wedstrijd die langer duurt kan het zijn dat de VAR vaker optreedt.
Om alleen maar significante p-waarden over te houden in het model, werd gebruikgemaakt van backward stepwise selection volgens de p-waarden. Daarbij wordt telkens de variabele met de hoogste p-waarde weggelaten en wordt het model opnieuw gefit, totdat alleen de variabelen met significante coëfficiënten op het 95%-niveau overblijven. Op die manier moest eerst GKTotaal (P = .71105), daarna Toeschouwers (P = .54817), vervolgens TotaleExtraTijd (P = .39577), dan RKTotaal (P = .20715) en tot slot AantalDoelpunten (P = .13153) weggelaten worden. Het uiteindelijke model ziet er als volgt uit:
log(𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙𝑉𝐴𝑅) = −0,2452 − 0,6733 ∙ 𝑊𝐾 − 0,4598 ∙ 𝐸𝑟𝑣𝑎𝑟𝑖𝑛𝑔 +0,5335 ∙ 𝑇𝑒𝑐ℎ𝑛𝑜𝑙𝑜𝑔𝑖𝑒 + 0,5253 ∙ 𝑆𝑡𝑟𝑎𝑓𝑠𝑐ℎ𝑜𝑝𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙
Figuur 12: Gegeneraliseerd lineair model met poissonverdeling met afhankelijke variabele TotaalVAR.
Figuur 13: Controle voor overdispersie in het model.
Figuur 14: Test voor overdispersie in het model.
De corresponderende R-output wordt weergegeven in Figuur 12. Dit model werd gecontroleerd voor overdispersie, in Figuur 13 is te zien dat de bekomen waarde dicht bij 1 ligt, wat degelijk is. Ook aan de hand van de test voor overdispersie (Figuur 14) kon de nulhypothese die uitgaat van equidispersion niet verworpen worden. Dit toont aan dat er geen nood was om het model opnieuw te fitten gebruikmakend van de negatief-binomiale verdeling. Daarna werd een zero-
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
43
inflated model met poissonverdeling gefit, maar op basis van het Akaike Information Criterion
(AIC) bleek het oorspronkelijke model geschikter te zijn wegens een kleinere AIC waarde, die bedroeg namelijk 355,20 ten opzichte van 361,99 voor het zero-inflated model.
Voor de interpretatie van de coëfficiënten wordt het model omgevormd tot volgende vergelijking:
𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙𝑉𝐴𝑅 = 𝑒−0,2452𝑒−0,6733∙𝑊𝐾𝑒−0,4598∙𝐸𝑟𝑣𝑎𝑟𝑖𝑛𝑔𝑒0,5335∙𝑇𝑒𝑐ℎ𝑛𝑜𝑙𝑜𝑔𝑖𝑒𝑒0,5253∙𝑆𝑡𝑟𝑎𝑓𝑠𝑐ℎ𝑜𝑝𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙 Zo blijkt dat het gemiddeld aantal VAR-optredens per wedstrijd vermenigvuldigd wordt met 0,63 indien de wedstrijd plaatsvindt in een competitie die reeds ervaring met het VAR-systeem ontwikkeld heeft. Daaruit kan geconcludeerd worden dat er minder VAR-optredens per wedstrijd voorvallen indien de competitie over enige VAR-ervaring beschikt. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat videoscheidsrechters in competities met ervaring, naast hun verplichte opleiding ook meer voeling in praktijk ontwikkelden en op die manier beter aanvoelen in welke specifieke situaties het weldegelijk om een clear and obvious error of
serious missed incident gaat. Bij competities waarbij de VOR gesitueerd is in of nabij het
stadion, wordt het gemiddeld aantal VAR-optredens per wedstrijd vermenigvuldigd met 1,70. Dit wijst erop dat de videoscheidsrechter meer ingrijpt indien hij zich bevindt in een video
operation room in of vlakbij het stadion waar de match aan de gang is. Een mogelijke verklaring
hiervoor kan zijn dat de VAR onder invloed van het rumoer van supporters de videobeelden grondiger analyseert en daarom eerder ingrijpt bij een vermeende clear and obvious error of
serious missed incident dan wanneer hij zich in een VOR op een centrale locatie bevindt.
Logischerwijze volgt bovendien uit het model dat het gemiddeld aantal VAR-optredens per wedstrijd toeneemt indien het aantal strafschoppen per wedstrijd stijgt.
Wat Figuur 1 reeds deed uitschijnen, kon aan de hand van de Wilcoxon-Mann-Whitneytoets aangetoond worden: terechte VAR-ingrepen komen significant vaker voor dan discutabele VAR-interventies (P = 1.412 · 10-7). Figuur 15 presenteert de output van deze toets, al dient hier wel aan toegevoegd te worden dat de p-waarde niet helemaal exact bepaald kon worden vermits bepaalde waarden meerdere malen voorkomen in de dataset.
Figuur 15: Wilcoxon-Mann-Whitneytoets voor het opsporen van een significant verschil in het aantal terechte versus discutabel VAR-interventies.
De Shapiro-Wilktest toonde voor zowel het aantal terechte VAR-optredens (P = 1.381 · 10-14), het aantal discutabele VAR-ingrepen (P < 2.2 · 10-16) als het aantal situaties waarbij het
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
44
discutabel is dat de VAR niet ingrijpt (P < 2.2 · 10-16) aan dat de verdeling significant afwijkt van de normale verdeling. Daarom werd opnieuw gebruikgemaakt van de Kruskal-Wallistoets om na te gaan of de beschouwde competities significant verschillen in bovenstaande categorieën. Er kwam naar voren dat de beschouwde competities enkel significant verschillen in het aantal keer dat de VAR terecht optreedt (Figuur 16, P = .01331), met behulp van de paarsgewijze Wilcoxon-Mann-Whitneytoets (Figuur 17) werd vervolgens gevonden dat het significant verschil zich voordoet tussen de Champions League en het WK. Ook hier verscheen de waarschuwing dat de p-waarden niet volledig exact bepaald konden worden omdat bepaalde waarden meerdere keren voorkomen in de dataset. Bij het aantal discutabele VAR- optredens en het aantal situaties waarbij het discutabel is dat de VAR niet ingrijpt, werden dus aan de hand van de Kruskal-Wallistoets geen significante verschillen gevonden tussen de beschouwde competities (respectievelijk P = .4688 en P = .8615). Daaruit volgt dat geen enkele van de in aanmerking genomen competities significant meer of minder vatbaar is voor discutabele VAR-optredens of situaties waarbij het discutabel is dat de videoref niet ingrijpt.
Figuur 16: Kruskal-Wallistoets voor het testen op significante verschillen tussen de beschouwde competities in het aantal keer dat de VAR terecht optreedt.
Figuur 17: Wilcoxon-Mann-Whitneytoets om paarsgewijze verschillen op te sporen tussen de beschouwde competities in het aantal keer dat de VAR terecht optreedt.
Om tot een model te komen voor het aantal terechte VAR-optredens per wedstrijd werd op volledig identieke wijze te werk gegaan als bij het totaal aantal VAR-optredens per wedstrijd. Opnieuw bleek het gegeneraliseerd lineair model met poissonverdeling het betere model te zijn:
log(𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙𝑇𝑒𝑟𝑒𝑐ℎ𝑡) = −0,5321 − 0,6439 ∙ 𝑊𝐾 − 0,4231 ∙ 𝐸𝑟𝑣𝑎𝑟𝑖𝑛𝑔 +0,6317 ∙ 𝑇𝑒𝑐ℎ𝑛𝑜𝑙𝑜𝑔𝑖𝑒 + 0,3865 ∙ 𝑆𝑡𝑟𝑎𝑓𝑠𝑐ℎ𝑜𝑝𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙
Dit model is heel gelijkaardig aan het uiteindelijke model van het totaal aantal VAR-optredens per wedstrijd. Na backward stepwise selection bleven in het model alleen de variabelen met
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
45 significante coëfficiënten over, de coëfficiënt van WK is wel slechts significant op het 90%- niveau (zie Figuur 18). De overgebleven variabelen zijn dezelfde als in het finale model van het totaal aantal VAR-optredens per wedstrijd, namelijk WK, Ervaring, Technologie en
StrafschopTotaal. Bovendien hebben hun bijhorende coëfficiënten hetzelfde teken en dezelfde
grootteorde als degene in dat model. Het had natuurlijk gekund dat het aantal terechte VAR- optredens per wedstrijd beïnvloed werd door een of meerdere elementen die in het algemeen geen impact hebben, maar afgaande op het bekomen model schijnt dat niet het geval te zijn. De interpretatie van de coëfficiënten is bijgevolg ook overeenkomstig. Indien het aantal strafschoppen verhoogt of de competitie gebruikmaakt van video operation rooms in of vlakbij elk stadion, dan neemt het gemiddeld aantal terechte VAR-optredens toe. Daarentegen verlaagt het gemiddeld aantal terechte VAR-interventies indien een competitie over ervaring met het VAR-systeem beschikt. Op het eerste gezicht lijkt het vreemd dat er minder terechte ingrepen zijn bij meer VAR-ervaring, maar dit kan enigszins verklaard worden door het feit dat wanneer er meer ervaring is, het aantal VAR-optredens in zijn geheel afneemt, waardoor er dus ook minder terechte optredens zijn.
Figuur 18: Gegeneraliseerd lineair model met poissonverdeling met afhankelijke variabele TotaalTerecht.
Voor het aantal discutabele VAR-optredens en het aantal situaties waarbij het discutabel is dat de VAR niet ingrijpt, werd getracht om op gelijkaardige manier een model op te stellen. Weliswaar gaat het in deze categorieën slechts om 34, respectievelijk 27 fases, verdeeld over de in totaal 143 geobserveerde matchen. Voor beide gevallen werd een gegeneraliseerd lineair model gefit dat gebruikmaakt van de negatief-binomiale verdeling. De interpretatie
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
46
verloopt analoog als bij een gegeneraliseerd lineair model dat gebruikmaakt van de poissonverdeling.
In het model voor het aantal discutabele VAR-optredens bleef na backward stepwise selection enkel de variabele StrafschopTotaal over met een significant positieve coëfficiënt van 0,8643 (P = 9.54 · 10-5). Dit impliceert dat ook het gemiddeld aantal discutabele VAR-optredens per wedstrijd toeneemt indien het aantal strafschoppen in een wedstrijd stijgt.
Bij het modelleren van het aantal situaties waarbij het discutabel is dat de VAR niet ingrijpt, bleven na backward stepwise selection twee variabelen over in het model, namelijk Ervaring en Toeschouwers. Hun coëfficiënten waren wel slechts significant op het 90%-niveau. Ervaring heeft een negatieve coëfficiënt van -0,8375 (P = .0975) en Toeschouwers heeft er een van -1,938 · 10-5 (P = .0956). Dit is indicatief voor een daling in het gemiddeld aantal situaties per wedstrijd waarbij het discutabel is dat de VAR niet optreedt in een competitie met VAR-ervaring en in geval van een hoger aantal toeschouwers. Met het oog op de coëfficiënt van
Toeschouwers gaat het in het tweede geval eerder om een miniem effect.
Deze bekomen resultaten dienen weliswaar met een serieuze korrel zout genomen te worden, gezien de beperkte steekproefgrootte waarop de modellen gebaseerd zijn.
3.4.2
Extra tijd
Gebruikmakend van de Wilcoxon-Mann-Whitneytoets werd onderzocht of de totale effectieve extra tijd significant verschilt tussen wedstrijden waarin de VAR niet optrad en wedstrijden waarin dat wel het geval was. De output in Figuur 19 geeft weer dat de nulhypothese die stelt dat er geen verschil is tussen beide, niet verworpen kan worden. Daaruit kan geconcludeerd worden dat de totale effectieve extra tijd in een wedstrijd waarin de VAR ingrijpt niet significant verschilt van de totale effectieve extra tijd in een match waarin de videoscheidsrechter niet ingrijpt. De p-waarde kon wederom niet volledig exact bepaald worden omdat bepaalde waarden meerdere keren voorkomen in de dataset.
Figuur 19: Wilcoxon-Mann-Whitneytoets voor het opsporen van een significant verschil in totale extra tijd tussen wedstrijden met versus zonder VAR-optredens.
Op basis van lineaire regressie werd een model opgesteld met als afhankelijke variabele de totale extra tijd per wedstrijd. Zoals reeds aangehaald in paragraaf 3.2, kan de ervaringsvariabele een rol spelen in de hoeveelheid totale effectieve extra tijd. De totale extra
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
47
tijd per wedstrijd werd initieel gemodelleerd met de volgende verklarende variabelen: WK,
Ervaring, Technologie, AantalDoelpunten, Doelpuntenverschil, GKTotaal, RKTotaal, StrafschopTotaal en TotaalVAR. Hier werd opnieuw gebruikgemaakt van backward stepwise selection volgens de p-waarden, waarbij de volgende variabelen in de vermelde volgorde
weggelaten werden: GKTotaal (P = .51886), AantalDoelpunten (P = .45748), StrafschopTotaal (P = .18515). Op die manier komt men tot het volgende model:
𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑒𝐸𝑥𝑡𝑟𝑎𝑇𝑖𝑗𝑑 = 6,3251 + 1,8612 ∙ 𝑊𝐾 − 0,6294 ∙ 𝐸𝑟𝑣𝑎𝑟𝑖𝑛𝑔 + 1,0269 ∙ 𝑇𝑒𝑐ℎ𝑛𝑜𝑙𝑜𝑔𝑖𝑒 −0,1689 ∙ 𝐷𝑜𝑒𝑙𝑝𝑢𝑛𝑡𝑒𝑛𝑣𝑒𝑟𝑠𝑐ℎ𝑖𝑙 + 0,9907 ∙ 𝑅𝐾𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙 + 0,3341 ∙ 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑎𝑙𝑉𝐴𝑅
Zoals te zien is in de output (Figuur 20) zijn alle coëfficiënten significant op het 95%-niveau, behalve die van Ervaring, welke significant is op het 90%-niveau. Dit resultaat geeft een lichte indicatie voor wat in paragraaf 3.2 gesuggereerd werd, namelijk dat er minder totale effectieve extra tijd toegekend werd indien een competitie reeds ervaring had met het gebruik van de VAR ten opzichte van wanneer dit niet zo was, vermits in het eerste geval VAR-ingrepen sneller en vlekkelozer zouden verlopen. Met deze bevinding moet weliswaar voorzichtig
Figuur 20: Lineaire regressie met afhankelijke variabele TotaleExtraTijd.
omgesprongen worden aangezien tijdens een wedstrijd naast bovenstaande factoren nog andere gebeurtenissen, die niet in deze dataset aanwezig zijn, de totale extra tijd kunnen verklaren. Hiermee worden vooral hoekschoppen, vrijschoppen, ingooien, doeltrappen, overtredingen, vervangingen en blessures bedoeld. Ook aan de aangepaste R² van 0.20 is te zien dat de hier beschouwde onafhankelijke variabelen slechts gedeeltelijk de variantie van de totale extra tijd per wedstrijd kunnen verklaren. In verder onderzoek is het aangewezen om
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities
ACADEMIEJAAR
2019 – 2020
PAGINA
48
naast bijkomende variabelen ook verschillende seizoenen van de beschouwde competities in ogenschouw te nemen om zo dit effect duidelijker en nauwkeuriger in kaart te kunnen brengen. In het bijzonder houdt dit per competitie het seizoen waarin de VAR voor het eerst gebruikt werd en de daaropvolgende seizoenen in.
Verder volgt uit het model dat de totale extra tijd met slechts gemiddeld twintig seconden toeneemt bij een extra VAR-optreden. Net zoals in de literatuur beschreven werd (Lago-Peñas, Rey, & Kalén, 2019; The International Football Association Board, 2018e), wijst dit er opnieuw op dat het ingrijpen van de VAR de extra tijd niet aanzienlijk doet toenemen.
TITEL
Een empirische studie naar het optreden van de VAR in Europese voetbalcompetities ACADEMIEJAAR 2019 – 2020 PAGINA 49
4 CONCLUSIE EN AANBEVELINGEN
In het begin van deze scriptie werd in de literatuurstudie nagegaan wat reeds onderzocht werd over het optreden van scheidsrechters in het algemeen en daarbij vooral welke invloed verschillende factoren uitoefenen op scheidsrechterlijke partijdigheid en zo ook op het voetbalspel. Verschillende onderzoekspapers brachten scheidsrechterlijke partijdigheid in het toekennen van extra tijd aan het licht. Scheidsrechters kennen meer extra tijd toe in wedstrijden waarin het thuisteam of het hoger gerangschikt team met een miniem verschil achterstaat dan indien het met een miniem verschil voorstaat. Bij het toekennen van doelpunten en strafschoppen geeft de scheidsrechter eveneens thuisvoordeel vond Dohmen (2008). Dat kan bovendien een grotere impact hebben op het uiteindelijke resultaat van een wedstrijd dan het toekennen van meer extra tijd. In de studie van Nevill et al. (2002) bekeken en beoordeelden gekwalificeerde Engelse scheidsrechters videobeelden van tackles en overtredingen met of zonder het rumoer van het publiek op de achtergrond. Uit hun resultaten bleek dat scheidsrechters bij het zien van incidenten met achtergrondgeluid onzekerder waren