第30屆倫敦奧運會男子籃球前鋒隊員攻防能力分析

黃 越，吳亞婷，張西平

1 研究對象及方法

1.1 研究對象

以中國男籃及其競爭對手(英國隊、巴西隊、澳大利亞隊、俄羅斯隊、西班牙隊)共30名前鋒球員在倫敦奧運會上所表現(xiàn)出的攻防能力為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法 查閱了大量有關(guān)本屆奧運會競爭對手及中國男籃的資料;利用網(wǎng)絡(luò)查閱第30屆倫敦奧林匹克運動會男子籃球的相關(guān)指標數(shù)據(jù)。所有資料源于第30屆倫敦奧運會官方網(wǎng)站、中國籃協(xié)官方網(wǎng)站、第30屆倫敦奧運會搜狐體育官方網(wǎng)站。

1.2.2 錄像觀察法 反復(fù)觀看中國男籃與競爭對手在本屆奧運會上的所有比賽錄像，通過慢放、快進、回放、定格等手段，對場上比賽情況以及相關(guān)技戰(zhàn)術(shù)統(tǒng)計指標進行收集;并對中國籃協(xié)官方網(wǎng)站、第30屆倫敦奧運會搜狐體育官方網(wǎng)站、第30屆倫敦奧運會官方網(wǎng)站所提供的各項技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行核實，確保本研究數(shù)據(jù)的全面、準確。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法 將30名球員的原始數(shù)據(jù)初步分類，并在Excel 2003軟件上進行匯總，將匯總后的數(shù)據(jù)錄入SPSS 17.0 For Windows軟件進行綜合分析，包括因子特征值(Total)、特征值占方差百分數(shù)的累加值(Cumulative%)、KMO檢驗和Bartlett球度檢驗、最大方差旋轉(zhuǎn)法(Varimax)、回歸法計算因子得分(Regression)等[2，3]。

1.2.4 對比分析法 對第30屆倫敦奧運會中國男籃和競爭對手前鋒位置運動員攻防能力技術(shù)數(shù)據(jù)、指標進行歸納、分析，得出相關(guān)結(jié)論。

1.2.5 因子分析法 “因子分析法”也叫降維分析，是一種多元統(tǒng)計分析方法，可用于處理分析多指標性問題。在比賽成績、身體素質(zhì)、心理品質(zhì)、生理機能、運動負荷等方面運用較多。體育運動中存在很多因素對其有影響，眾多因素會使研究變得混亂，而因子分析法可以將體育中出現(xiàn)的錯綜復(fù)雜的關(guān)系變量綜合成數(shù)量較少的幾個因子間的相互聯(lián)系，使研究問題簡明、清晰[4]。

2 研究結(jié)果與分析

將30名球員的原始數(shù)據(jù)初步分類、匯總，并進行指標適宜分析檢驗。KMO統(tǒng)計量為0.59，剔除無關(guān)指標，選取16項技術(shù)統(tǒng)計指標(得分、二分投籃次數(shù)、二分投中次數(shù)、二分命中率、三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)、三分命中率、罰籃次數(shù)、罰中次數(shù)、罰籃命中率、籃板、助攻、蓋帽、失誤、搶斷、犯規(guī))來衡量前鋒隊員的攻防能力(見表1)。

表1 前鋒隊員場均技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)一覽表

2.1 前鋒隊員攻防能力分析檢驗

將中國男籃及其競爭對手共30名前鋒隊員的16項指標數(shù)據(jù)進行分析，運用KMO和Bartlett進行前鋒球員攻防能力分析適用性檢驗，見表2。

表2 前鋒隊員攻防能力分析檢驗

由Bartlett檢驗可以得出，Sig=0＜0.05拒絕16項指標相互獨立的假設(shè)，也就是說所有30名前鋒球員的16項指標間具有較強的相關(guān)性，具有統(tǒng)計意義。KMO統(tǒng)計量為0.59，表明16項指標間的偏相關(guān)性較強，也就是說各指標間信息的重疊程度較高。因此，30名前鋒隊員的16項技術(shù)統(tǒng)計指標適合作因子分析，進而來分析其攻防能力。

2.2 前鋒隊員攻防能力因子分析提取結(jié)果

輸入30名前鋒球員的16項技術(shù)統(tǒng)計指標數(shù)據(jù)，經(jīng)最大方差法(Varimax)旋轉(zhuǎn)以后，按其特征值大于1.00的原則，提取四個公因子，累積貢獻率為78.45%，見表 3。

表3 前鋒各指標因子分析提取結(jié)果

第一個公因子的方差占所有因子方差的 34.104%，說明30名前鋒隊員的16項技術(shù)統(tǒng)計指標中34.104%已涵蓋初始的指標數(shù)據(jù)信息，也就是說，已有34.104%的信息可以解釋30名前鋒攻守能力;提取的四個公因子方差累計貢獻率達到78.45%，表明提取的四個公因子基本上能反映前鋒隊員攻防能力的總體水平。

由于初始指標與所提取的四個公因子之間的關(guān)系不是很密切，不能清晰地反映16項指標與各公因子具體的載荷值大小，即密切程度。為了使各指標因子載荷矩陣中的系數(shù)向0～1之間分化，使各指標在所提取的四個公因子上的載荷值趨于明顯，對各公因子有合理的解釋，對初始因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的指標因子載荷矩陣見表4。

表4 前鋒公因子載荷值一覽表

由表4統(tǒng)計結(jié)果得知:第一個公因子相關(guān)性最大，最為密切的統(tǒng)計指標是罰中次數(shù)、罰球次數(shù)、罰球命中率、得分。各指標的具體載荷值分別為0.964、0.946、0.840、0.792。罰球是在非身體對抗的情況下完成得分的一種籃球技術(shù)動作，應(yīng)具備扎實而穩(wěn)定的投籃技術(shù)。雖沒有強烈的身體對抗，但是在實戰(zhàn)比賽當中會受到來自自身身體狀況、裁判、球迷、場地燈光等各種客觀因素的影響，良好的心理因素和穩(wěn)定的情緒格外重要[5]。罰中次數(shù)、罰球次數(shù)、罰球命中率、得分的高低是對前鋒隊員罰球穩(wěn)定程度最好的考量，因此，將其命名為“穩(wěn)定性因子”。進一步觀察第一個公因子指標發(fā)現(xiàn)，罰中次數(shù)、罰球次數(shù)的載荷值較其他幾個都高。前鋒球員大多數(shù)情況下是在靠近球籃的位置接球發(fā)動進攻，而對手的防守也是相當?shù)膰烂?，為了盡可能的得分與遏制得分，雙方球員展開了近似肉搏的對抗。這一過程中往往會造成對方球員的犯規(guī)，犯規(guī)的次數(shù)以及不同的類型將直接導(dǎo)致罰球，罰球次數(shù)及其罰中次數(shù)也就自然升高了[6]。

第二個公因子在籃板、蓋帽、犯規(guī)、搶斷指標上相關(guān)性大，且關(guān)系最為密切。各指標間的具體載荷值分別為 0.741、0.735、0.676、0.638。以上各指標均體現(xiàn)為前鋒隊員在防守端的能力，因此，將其命名為“防守性因子”。觀察其中的四個指標發(fā)現(xiàn)，籃板球的載荷值最大。前場籃板球成為發(fā)動二次進攻及重新組織進攻的重要依據(jù)和保障;后場籃板球是由守轉(zhuǎn)攻的樞紐，是發(fā)動快攻的重要環(huán)節(jié)之一[7]。

第三個公因子相關(guān)性最大，最為密切的統(tǒng)計指標是三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)、二分投中次數(shù)、二分投籃次數(shù)，具體載荷值分別為 0.951、0.871、0.686、0.534。以上各指標均體現(xiàn)為前鋒隊員在二分球、三分球投中的次數(shù)上，因此，將其命名為“試投因子”。進一步觀察其中的四個指標不難發(fā)現(xiàn)，三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)的載荷值較其他兩個要高，說明前鋒球員場均有不同次數(shù)的三分球入賬。三分球本身最大的特點是上分最快，可有效地打擊對手的勢頭及其對手球員的士氣。隨著現(xiàn)代競技籃球的發(fā)展以及球員位置模糊化，前鋒球員被賦予更為全面的技術(shù)，三分遠投理當其中[8]。

第四個公因子在失誤、助攻、三分命中率、二分命中率指標上相關(guān)性大，且關(guān)系最為密切，具體載荷值分別為 0.488、0.830、0.684、0.905。以上各指標均體現(xiàn)為前鋒隊員在二分球、三分球的命中率上，因此，將其命名為“命中率因子”。進一步觀察其中的四個指標不難發(fā)現(xiàn)，二分命中率和助攻的載荷值較其他兩個最大，說明它們兩者之間存在顯著性相關(guān)。二分命中率除了球員接球進攻及籃板球二次進攻以外，大多數(shù)情況下均來自隊友的助攻[9]。助攻次數(shù)的增加必然會伴隨著命中率的提升;倘若助攻次數(shù)下降或不成功，將會導(dǎo)致失誤的增多。這一點與四個指標在第四個公因子下的載荷值大小是一致的，即二分命中率﹥助攻﹥?nèi)置新施兪д`。

2.3 前鋒隊員攻防能力綜合分析

2.3.1 前鋒隊員各指標得分分析 根據(jù)表5所輸出的數(shù)據(jù)得知，16項統(tǒng)計指標的得分與前鋒公因子載荷值一覽表中各指標與公因子密切關(guān)系保持一致?！胺€(wěn)定性因子”包括罰中次數(shù)、罰球次數(shù)、罰球命中率、得分，各指標在其公因子上的得分分別為0.277、0.220、0.189、0.127。罰中次數(shù)、罰球次數(shù)、罰球命中率之間不存在顯著性差異，表明本屆奧運會比賽的激烈程度。高強度的對抗和攻擊性的防守導(dǎo)致罰球次數(shù)的增多。前鋒球員技術(shù)動作穩(wěn)定的發(fā)揮及良好的心理素質(zhì)促使罰球命中率的攀升[10]。

表5 前鋒隊員各指標得分一覽表

“防守性因子”包括籃板、蓋帽、犯規(guī)、搶斷，各指標在其公因子上的得分分別為 0.126、0.207、0.469、0.339。以上四個指標間存在顯著性差異，說明前鋒球員的防守能力并非十全十美，各有所偏重。犯規(guī)、搶斷兩個指標間密切程度高且不存在差異。

“試投因子”包括三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)、二分投中次數(shù)、二分投籃次數(shù)，各指標在其公因子上的得分分別為 0.350、0.284、0.072、0.132。三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)之間相關(guān)性強且得分也較其他指標高，說明前鋒球員均具備三分遠投的技術(shù)和能力。高大而靈活的前鋒球員頻頻命中三分已不足為奇[11]。

“命中率因子”包括失誤、助攻、三分命中率、二分命中率，各指標在其公因子上的得分分別為0.135、0.234、0.272、0.687。二分命中率得分最高且與其他三個指標間存在顯著性差異。二分命中率的高低反映前鋒球員對球隊的主要貢獻的大小。

2.3.2 前鋒隊員公因子得分及綜合得分分析(見表6)

表6 前鋒隊員公因子得分及綜合得分一覽表

從表6公因子得分及綜合得分輸出結(jié)果來看: “穩(wěn)定性因子”得分排名前五的球員是中國的易建聯(lián)、俄羅斯的基里連科、西班牙的保羅加索爾、英國的邦蘇和羅爾鄧，各球員因子得分分別為2.457、2.382、2.099、1.204、0.902;周鵬、朱芳雨、孫悅、易立、丁錦輝排名分別是第 9、11、13、15、18 名，因子得分分別為 0.317、0.293、－ 0.102、－ 0.168、－0.535。結(jié)合技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)我們發(fā)現(xiàn)，前五名球員間不存在顯著性差異，場均得分均在12分以上，場均罰球命中率均為60%以上。我國球員易建聯(lián)“穩(wěn)定性因子”得分位列首位，其他幾位球員與世界優(yōu)秀前鋒球員間的差距非常明顯。場均得分平均在4分左右，與前五位場均得分12分以上相差甚遠;罰球次數(shù)平均在1.7個左右，與前五位5.5個之間存在一定的差距，易立、丁錦輝的罰球命中率只在20%左右。說明雖然我們有易建聯(lián)這樣的優(yōu)秀球員，但是其他球員對球隊的貢獻有待提升。

“防守性因子”得分排名前五的球員是英國的羅爾鄧、澳大利亞的英格爾斯、巴西的希拉里奧、俄羅斯的卡亞帕、英國的克拉卡，各球員因子得分分別為 2.843、1.826、1.652、1.590、0.942;朱芳雨、易立、孫悅、易建聯(lián)、丁錦輝、周鵬分別排名第14、18、22、24、25、28 名，因子得分分別為 －0.142、－0.307、－0.445、－0.834、－0.906、－1.146。從最終的因子得分和排名上看出我國前鋒球員和世界優(yōu)秀球員在防守方面存在顯著性差距。參照場均技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)不難發(fā)現(xiàn)前五名球員在籃板球方面存在差異，但不是很顯著。易建聯(lián)籃板球數(shù)場均10.2個，位于所有30名球員之首;除易建聯(lián)以外，其他球員場均籃板1.7個，場均搶斷0.6個，與前五名場均籃板數(shù)4個，場均搶斷1.4個之間存在明顯的差距。

“試投因子”得分排名前五的球員是澳大利亞的尼爾森、英國的邦蘇、巴西的瓦萊喬、英國的弗里蘭德、英國的羅爾鄧，各球員因子得分分別為1.679、1.626、1.206、1.182、1.177;孫悅、丁錦輝、易建聯(lián)、周鵬、易立、朱芳雨排名分別是第12、17、21、25、26、28 名，因子得分分別為 0.324、－0.216、－0.447、－1.017、－1.062、－1.569。從因子得分及其排名上發(fā)現(xiàn)我國前鋒球員和世界優(yōu)秀球員在投籃出手次數(shù)及命中次數(shù)上存在著巨大差距。場均技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，前五名球員的表現(xiàn)較為一致，因子得分間不存在顯著性差異。

“命中率因子”得分排名前五的球員是英國的克拉卡、俄羅斯的安特諾夫、英國的弗里蘭德、西班牙的保羅加索爾、英國的薩利文，各球員因子得分分別為 1.915、1.370、1.239、0.962、0.955;周鵬、易立、易建聯(lián)、朱芳雨、孫悅、丁錦輝排名分別是第10、14、16、26、29、30 名，因子得分分別為 0.579、0.255、0.019、－1.262、－1.757、－2.013。結(jié)合技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，前五名球員在二分命中率上不存在顯著性差異，場均二分命中率為59.8%，場均三分命中率為31.9%;易建聯(lián)、孫悅、周鵬等幾位球員場均二分命中率為 39.1%，場均三分命中率為14.9%，與世界優(yōu)秀前鋒球員存在很大的差距。

2.3.3 前鋒球員綜合評價 16項技術(shù)統(tǒng)計指標不同程度地歸屬于四個公因子，從不同的方面反映出30名前鋒球員的攻防能力。攻防能力綜合得分排名前五位的球員分別是英國的羅爾鄧、俄羅斯的基里連科、西班牙的保羅加索爾、澳大利亞的英格爾斯、中國的易建聯(lián)，綜合得分分別是0.91、0.87、0.80、0.61、0.60;周鵬、易立、孫悅、朱芳雨、丁錦輝排名分別是第 17、19、21、22、29 名，綜合能力得分為 －0.22、－0.24、－0.25、－0.27、－0.60。通過數(shù)據(jù)及其比賽錄像，綜合得分及排名基本上反映了本屆奧運會前鋒球員攻防能力的總體水平。易建聯(lián)是我國六名前鋒球員中表現(xiàn)最為突出的，其他中國球員攻防能力與世界優(yōu)秀前鋒存在顯著性差距。公因子得分及其綜合得分來看，周鵬在“穩(wěn)定性因子”和“命中率因子”得分較高，“防守性因子”及“試投因子”得分較低;易立在“穩(wěn)定性因子”和“命中率因子”得分較高，“防守性因子”及“試投因子”得分較低，但是易立“防守性因子”得分較周鵬高，蓋帽和搶斷表現(xiàn)突出;孫悅在“穩(wěn)定性因子”“防守性因子”及“試投因子”得分相對較高，“命中率因子”得分較低，其防守能力相對較強，主要表現(xiàn)在蓋帽及其搶斷上;朱芳雨在“穩(wěn)定性因子”得分較高，其余三個公因子得分較低，得分雖低，但三個因子之間保持相對均衡;丁錦輝四個公因子得分均較低，作為新人，他第一次代表國家隊參加奧運會，他的表現(xiàn)和進步是有目共睹的，提升空間很大。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

(1)前鋒球員的攻防能力表現(xiàn)在四個公因子，即“穩(wěn)定性因子”“防守性因子”“試投因子”“命中率因子”。提取的四個公因子，累積貢獻率為78.45%?！胺€(wěn)定性因子”和“防守性因子”累計貢獻率高達55.59%，應(yīng)視為衡量前鋒球員攻防能力的主要因子。

(2)世界優(yōu)秀前鋒球員攻防能力趨于全面、平衡，中國隊前鋒隊員與世界優(yōu)秀前鋒隊員之間的差距顯著。我國球員易建聯(lián)攻防能力全面，綜合排名第五，具備世界一流前鋒的能力;周鵬、易立、孫悅、朱芳雨、丁錦輝攻防能力出現(xiàn)不同程度的失衡。

3.2 建議

(1)“穩(wěn)定性因子”和“試投因子”得分我國球員并不低。非對抗下投籃技術(shù)及扎實的基本功，擺脫防守創(chuàng)造出手機會，都為今后能力的提升打下了基礎(chǔ)。

(2)我國前鋒球員要堅持以高大、靈活、斗志頑強的特點為基礎(chǔ)，保持和強化我們投籃好、穩(wěn)定性較高的優(yōu)勢，重點解決在大強度、強干擾、強對抗情況下球員的對抗能力和攻擊能力;強化球員體能儲備、專項技戰(zhàn)術(shù)素質(zhì)訓練、意志品質(zhì)的磨練、積累豐富的大賽經(jīng)驗;借鑒高水平聯(lián)賽科學、先進的訓練手段及方法，全面提升球員的攻防能力。

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