王 凱 ,何江川,楊 放
(1.廣西民族大學(xué) 相思湖學(xué)院,南寧 530008;2.廣西民族大學(xué) 體育與健康科學(xué)學(xué)院,南寧 530006)
任何一支球隊主教練的更換都是對球隊的一次重組,而主教練的執(zhí)教過程則是一個量變到質(zhì)變過程。研究表明:近年來,各支球隊主教練更換的頻率是十年前的2—3倍,不論是俱樂部老板、球迷,還是各國家隊的球迷,更加關(guān)注的是球隊的戰(zhàn)績,戰(zhàn)績較差的,教練員 “下課”則成為必然。然而,打造一支成熟的球隊,是需要多個賽季來實現(xiàn)的,一味靠戰(zhàn)績說話,往往容易出現(xiàn)偏頗,特別是一些戰(zhàn)績突出的教練員的后繼者,往往會成為球隊?wèi)?zhàn)績下滑的矛頭所向。中國國家男子足球隊主教練的兩次更迭都受到了社會各界的高度關(guān)注,評論不一,不論是高洪波還是卡馬喬,都需要客觀公正的評判。因此,如何對教練員的執(zhí)教特征、差異及水平進(jìn)行客觀評價,是當(dāng)前突出且亟待解決的問題。本研究以多元數(shù)理統(tǒng)計方法為基礎(chǔ),通過對高洪波、卡馬喬的個案分析,在不同角度、不同水平,對國足三年的表現(xiàn)進(jìn)行統(tǒng)計分析,以期對教練員水平的客觀評判進(jìn)行探索。
對中國國家男子足球隊近年來的45場比賽進(jìn)行研究和分析。
通過知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)平臺,以及中國國家圖書館等信息通道,獲取相關(guān)資料;運(yùn)用SPSS13.0對數(shù)據(jù)文件進(jìn)行多元統(tǒng)計學(xué)處理,統(tǒng)計量顯著性水平設(shè)置為P=0.05。
本研究選取13項指標(biāo),包括:控球率X1、射門數(shù)X2、遠(yuǎn)射數(shù)X3、前場30米任意球數(shù)X4、后場任意球數(shù)X5、界外球數(shù)X6、犯規(guī)數(shù)X7、越位數(shù)X8、攻入前場30 米次數(shù)X9、傳球數(shù)X10、傳中數(shù)X11、搶斷數(shù)X12、頭球成功數(shù)X13[1-2]。
評價主教練執(zhí)教某一支球隊優(yōu)劣的直接標(biāo)準(zhǔn)是戰(zhàn)績[3],表1是中國男足近三年來的戰(zhàn)績一覽表。
綜合兩年情況,高洪波執(zhí)教期間,中國男足從歷史最差戰(zhàn)績的 “低谷”狀態(tài),回到一個戰(zhàn)績相對穩(wěn)定的狀態(tài);其繼任者卡馬喬執(zhí)教期間,中國男足兵敗世界杯預(yù)選賽,臨陣換帥,成為媒體、球迷爭議的焦點。然而,對比兩位主教練戰(zhàn)績,由此來評判卡馬喬的執(zhí)教能力,有失偏頗,畢竟在20強(qiáng)賽中,其他國家隊伍水平高,場次關(guān)鍵,且卡馬喬倉促接手中國男足,備戰(zhàn)時間短,戰(zhàn)績不佳實屬正常,且卡馬喬給國足在精神和技戰(zhàn)術(shù)方面的改變是有目共睹的。由此可見,對教練員進(jìn)行客觀、公正的評判,難以用一兩個指標(biāo)來進(jìn)行,這是一個亟待解決的問題。
KMO 抽樣適度測定值為0.668,該值大于0.5,處于取樣適當(dāng)性的度量值0—1 之間。Bartlett的球形度檢驗值為252.389,自由度Df=78,P (Sig=0.000)<0.001,拒絕原假設(shè),KMO 值接近于1,數(shù)據(jù)結(jié)果顯示該樣本適合做因子分析[4]。
表1 中國男足近三年戰(zhàn)績統(tǒng)計一覽表
表2 共性因子初始特征值及貢獻(xiàn)率參數(shù)表
本研究采用主成分分析法提取共性因子,根據(jù)特征值及貢獻(xiàn)率綜合考慮,本研究選取前6個主成分作為中國男足技戰(zhàn)術(shù)共性因子。為便于解釋各變量在共性因子上的載荷系數(shù)表現(xiàn)的規(guī)律,經(jīng)方差最大正交旋轉(zhuǎn),獲得其旋轉(zhuǎn)成分矩陣,以及成分得分系數(shù)[5]。
圖1 旋轉(zhuǎn)空間結(jié)構(gòu)成分圖
表3 旋轉(zhuǎn)成分矩陣及因子得分系數(shù)矩陣一覽表
統(tǒng)計列表顯示:控球率是反映占據(jù)比賽主動的重要指標(biāo),射門數(shù)、遠(yuǎn)射數(shù)和攻入前場30米數(shù)是顯示控制主動性的重要指標(biāo)[6],所以第一共性因子可以命名為對比賽的控制能力;傳球是實現(xiàn)技戰(zhàn)術(shù)的方式,越位數(shù)和傳中數(shù)是傳球結(jié)果的重要體現(xiàn)[7],所以第二共性因子可以命名為比賽的進(jìn)攻能力;后場任意球數(shù)和界外球數(shù)兩項定位球指標(biāo)是對手為防止進(jìn)攻方發(fā)動威脅進(jìn)攻而采取的策略,是球隊獲得主動進(jìn)攻機(jī)會、對對手施加進(jìn)攻壓力的表現(xiàn),所以第三共性因子可以命名為對對手主動施壓的能力;球員采取犯規(guī),或者頭球解圍,均是針對對手進(jìn)攻壓力而采取的行為措施,所以第四共性因子可以命名為抵抗對手進(jìn)攻壓力的能力;搶斷數(shù)是球隊防守能力的重要指標(biāo),所以第五共性因子可以命名為防守能力;前場30米任意球數(shù)屬于比賽中的定位球因素,是定位球中獲得進(jìn)球、決定比賽勝負(fù)的最重要指標(biāo)[8],所以第六共性因子可以命名為定位球能力。
綜上所述,反映中國國家男子足球隊主教練執(zhí)教特征和水平的共性因子分別為:對比賽的控制能力、進(jìn)攻能力、對對手主動施壓的能力、抵抗對手進(jìn)攻壓力的能力、防守能力和定位球能力。根據(jù)前六項共性因子的貢獻(xiàn)率,經(jīng)統(tǒng)計轉(zhuǎn)化得到影響各因子表現(xiàn)的權(quán)重系數(shù)K 分別為:0.399、0.201、0.126、0.1、0.096、0.078。據(jù)此,得出因子綜合得分的標(biāo)準(zhǔn)化線性組合估計式:F=0.399F1+0.201F2+0.126F3+0.1F4+0.096F5+0.078F6。
采用分類分析方法中的組內(nèi)連接聚類分析,以Euclidean距離為度量標(biāo)準(zhǔn),聚類類別數(shù)設(shè)定為4,系統(tǒng)迭代次數(shù)等采用系統(tǒng)默認(rèn)值[9],統(tǒng)計計算得到近三年中國男足比賽的分類結(jié)果。
表4 系統(tǒng)聚類結(jié)果一覽表
聚類統(tǒng)計結(jié)果顯示:當(dāng)Euclidean距離度量值處于10—15時,系統(tǒng)聚類為4類 (K 表示卡馬喬執(zhí)教場次)。由表4可以看出,在高洪波執(zhí)教兩年的35場比賽中,技戰(zhàn)術(shù)特征表現(xiàn)為A、B、C、D 四類,分別為15 場、11 場、8 場和1場。其中1場D 類比賽為高洪波執(zhí)教期間對老撾隊的比賽,“高家軍”7∶2大勝對手,場面呈現(xiàn)一邊倒的局面,根據(jù)體育科學(xué)統(tǒng)計研究的原則,雙方實力相差懸殊的比賽,不能夠充分表明本隊的真實技戰(zhàn)術(shù)水平,參考意義不大,因此在解釋時,該類 (僅一場)比賽不做分析[10]??R喬執(zhí)教的10場比賽,技戰(zhàn)術(shù)特征表現(xiàn)為A、B兩類,均為5場。對比統(tǒng)計結(jié)果,并結(jié)合兩位主教練在抽調(diào)國足人選、技戰(zhàn)術(shù)安排、換人特征等比賽實際情況可以看出,在高洪波執(zhí)教期間,技戰(zhàn)術(shù)特征 (風(fēng)格)多變,是其獲得較高勝率的保證,體現(xiàn)的是 “兵無常勢,水無常形”的特征,但其具有一定的不穩(wěn)定性,這也是高洪波換人安排一度飽受爭議的原因;卡馬喬的風(fēng)格變化較少,則是寄希望于穩(wěn)定的技戰(zhàn)術(shù)特征,致力于打造作戰(zhàn)風(fēng)格穩(wěn)定的中國男足,逐步實現(xiàn)“以不變應(yīng)萬變”的構(gòu)想。
為了更好地討論與客觀評價兩位主教練的執(zhí)教水平,筆者對他們執(zhí)教時期球隊的技戰(zhàn)術(shù)因子水平及特征進(jìn)行探討與分析。
首先,根據(jù)三年來各個共性因子得分、因子總分、因子平均分,對其各自的平均分進(jìn)行描述統(tǒng)計分析,圖2結(jié)果顯示:各個共性因子的得分、總分、平均分、整體體現(xiàn)為G1<G2<K3,表明,不論是高洪波,還是卡馬喬,對中國男足的貢獻(xiàn)都是值得肯定的。在高洪波執(zhí)教期間,中國男足逐漸形成了一定的技戰(zhàn)術(shù)特征,而卡馬喬在高洪波的基礎(chǔ)上,更加注重提高中國男足的技戰(zhàn)術(shù)穩(wěn)定性,各項技戰(zhàn)術(shù)共性因子水平穩(wěn)中有升,中國男足近三年技戰(zhàn)術(shù)水平的提升有目共睹。因此,對于媒體關(guān)于主教練更換對中國男足不利影響的質(zhì)疑,數(shù)據(jù)是最有力的回應(yīng)。
圖2 各共性因子得分及綜合得分一覽圖
其次,主教練的更換,以及高洪波執(zhí)教的兩年期間,中國男足不同階段的技戰(zhàn)術(shù)特征必然有所改變,因此需要對各項共性因子進(jìn)行方差分析。
表5顯示:F1和F6,P<0.05,差異具有顯著性;F4、F 和FM,P<0.01,差異具有高度顯著性。即對比賽的控制能力和定位球能力,各個階段差異具有顯著性;在比賽中抵抗對手進(jìn)攻壓力的能力,以及綜合技戰(zhàn)術(shù)得分、技戰(zhàn)術(shù)平均得分,差異具有高度顯著性,體現(xiàn)了不同階段、不同主教練對男足技戰(zhàn)術(shù)調(diào)整的重點。
最后,由于三年間不同階段主教練倡導(dǎo)的技戰(zhàn)術(shù)理念具有差異性,這些差異集中何處,必然也是研究的核心部分之一,也是主教練針對性調(diào)整的重點所在,筆者對其進(jìn)行分析,結(jié)果見表6。
表5 不同教練 (階段)各個共性因子得分方差分析表
表6 不同教練 (階段)各個共性因子均值的多重比較
多重比較結(jié)果表明:第一共性因子,G2與K3比較,P<0.05,具有差異性,即卡馬喬對高洪波執(zhí)教第二年的中國男足在比賽控制能力方面的調(diào)整較大;第四共性因子,G1與K3比較,P<0.01,差異具有高度顯著性,G2與K3比較,P<0.05,具有差異性,差異的程度越來越小,表明兩位主教練對中國男足在比賽中抵抗對手進(jìn)攻壓力能力的培養(yǎng)與調(diào)整具有相似性,且水平逐漸提升;第六共性因子,G2與K3比較,P<0.05,具有差異性,即卡馬喬對中國男足定位球能力的調(diào)整較大,且效果顯著。中國男足在近階段的比賽中,依靠角球戰(zhàn)術(shù)獲得進(jìn)球、取得比賽勝利的實際情況也印證了本研究的數(shù)據(jù)比較結(jié)果;技戰(zhàn)術(shù)共性因子綜合得分F、平均分FM,G1與K3比較,P<0.01,差異具有高度顯著性,顯示卡馬喬的綜合執(zhí)教能力、執(zhí)教的綜合理念等,與高洪波有所不同。
綜上所述,卡馬喬在高洪波兩年打造的基礎(chǔ)上,求同存異,致力于中國男足的技戰(zhàn)術(shù)改造與提升,同時,另一個側(cè)面表明,卡馬喬對中國男足技戰(zhàn)術(shù)特征的改造效果顯著,結(jié)合其戰(zhàn)績表明,兩位教練員技戰(zhàn)術(shù)風(fēng)格特征一脈相承,中國男足主教練的更迭是一種合理的交接,是為了更好地促進(jìn)中國男足的發(fā)展。
近年來,主教練的更迭已然成為了媒體、球迷關(guān)注的重要信息,本研究是否具有可復(fù)制性,是判斷其研究價值的重要因素。因此,本研究對以下教練員的更迭進(jìn)行了復(fù)制性研究,以驗證統(tǒng)計思路。
表7 復(fù)制性研究的對象
復(fù)制性研究表明:由于各球隊水平差異較大,其技戰(zhàn)術(shù)特征進(jìn)行橫向可比性較差,根據(jù)時間軸進(jìn)行縱向分析,技戰(zhàn)術(shù)特征呈現(xiàn)較大的差異性,尤其是廣州恒大主教練的更換,技戰(zhàn)術(shù)特征具有高度顯著性差異,統(tǒng)計分析與高洪波、卡馬喬技戰(zhàn)術(shù)特征對比表現(xiàn)一致,具有較好的復(fù)制性,因此,結(jié)合比賽實際的多元數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析,能夠較好地對教練員的執(zhí)教特征和差異進(jìn)行客觀、公正的評判,但有待進(jìn)一步完善。
(1)降維分析能解決多重共線性問題,并提取反映教練員執(zhí)教特征與差異的重要因素。
(2)對中國男子足球隊技戰(zhàn)術(shù)特征變化的分析表明,中國男足主教練的更迭是一種合理的交接,是為了更好地促進(jìn)中國男足的發(fā)展。在不同階段、不同主教練面對的對手不同,對男足技戰(zhàn)術(shù)調(diào)整的重點不同,也是其戰(zhàn)績不一致的重要原因。
(3)單純地通過勝率、戰(zhàn)績,或者是否實現(xiàn)短期目標(biāo)來評判教練員的執(zhí)教特征、差異,甚至水平,有失公允,通過多元數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析,并結(jié)合比賽實際,能夠更好地對教練員的執(zhí)教特征與差異進(jìn)行客觀、公正的評判,該方法具有較好的復(fù)制性,參考意義重大,但有待進(jìn)一步完善。
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