對中國國家男足主教練執(zhí)教特征的多元分析

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(duì)主教練的更換都是對球隊(duì)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(duì)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(duì)的球迷，更加關(guān)注的是球隊(duì)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(duì)，是需要多個賽季來實(shí)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(duì)?wèi)?zhàn)績下滑的矛頭所向。中國國家男子足球隊(duì)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(jì)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(jì)分析，以期對教練員水平的客觀評判進(jìn)行探索。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

對中國國家男子足球隊(duì)近年來的45場比賽進(jìn)行研究和分析。

1.2 研究方法

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(jì)學(xué)處理，統(tǒng)計(jì)量顯著性水平設(shè)置為P＝0.05。

1.3 研究指標(biāo)

本研究選取13項(xiàng)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］。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 戰(zhàn)績對比

評價主教練執(zhí)教某一支球隊(duì)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(diǎn)。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(duì)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(shí)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。

2.2 因子分析

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(yàn)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(jì)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(jì)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(shí)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(xiàng)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(duì)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(duì)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(duì)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(xiàng)共性因子的貢獻(xiàn)率，經(jīng)統(tǒng)計(jì)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(jì)式：F＝0.399F1＋0.201F2＋0.126F3＋0.1F4＋0.096F5＋0.078F6。

2.3 聚類分析

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(jì)計(jì)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(jì)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(duì)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(jì)研究的原則，雙方實(shí)力相差懸殊的比賽，不能夠充分表明本隊(duì)的真實(shí)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(jì)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(shí)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(shí)現(xiàn)“以不變應(yīng)萬變”的構(gòu)想。

2.4 特征研究

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(duì)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(jì)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(xiàng)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(xiàng)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(diǎn)。

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(diǎn)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(shí)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。

2.5 可復(fù)制性研究

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(yàn)證統(tǒng)計(jì)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(duì)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(jì)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(shí)際的多元數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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。

3 結(jié)論

（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(duì)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(diǎn)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(shí)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(jì)分析，并結(jié)合比賽實(shí)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。

［1］宋鵬，羅炯.新一屆中國國家男子足球隊(duì)技戰(zhàn)術(shù)特征研究［J］.中國體育科技，2010，46（6）：51－55.

［2］王凱，何江川.中國男子足球隊(duì)技、戰(zhàn)術(shù)結(jié)構(gòu)的特征研究［J］.中國體育科技，2011，47（4）：32－37.

［3］王民享，吳金貴.現(xiàn)代歐美足球訓(xùn)練理念與方法［M］.北京：北京體育大學(xué)出版社，2001：3－5.

［4］陳及治.體育統(tǒng)計(jì)［M］.北京：人民體育出版社，2008：215－217.

［5］盧紋岱.SPSS for Windows統(tǒng)計(jì)分析［M］.3 版.北京：電子工業(yè)出版社，2006：472－478.

［6］王凱，何江川.2010年南非世界杯32支參賽隊(duì)技戰(zhàn)術(shù)因子結(jié)構(gòu)分析與綜合評價［J］.河北體育學(xué)院學(xué)報，2011，25（5）：69－73.

［7］田建生.對第13屆歐洲足球錦標(biāo)賽威脅性進(jìn)攻測量評價［J］.北京體育大學(xué)學(xué)報，2010，33（10）：142－145.

［8］王崇喜.球類運(yùn)動——足球［M］.北京：高等教育出版社，2009.

［9］王庚.現(xiàn)代數(shù)學(xué)建模方法［M］.北京：科學(xué)出版社，2008.

［10］張力為.體育科學(xué)研究方法［M］.北京：高等教育出版社，2002：329－343.