基于Ologit模型的校園足球比賽成績影響因素分析

吳 鍵, 袁圣敏, 邢 瑋

(1.中國教育科學(xué)研究院 體育衛(wèi)生藝術(shù)教育研究所,北京 100088;2.北京師范大學(xué) 體育與運(yùn)動學(xué)院,北京 100875;3.清華大學(xué) 體育部,北京 100084)

1 問題的提出

《中國足球改革發(fā)展總體方案》和《國家中長期足球發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》中指出:把校園足球改革發(fā)展納入教育綜合改革規(guī)劃,作為國家教育體制改革重點(diǎn)任務(wù),抓好頂層設(shè)計(jì),強(qiáng)化組織領(lǐng)導(dǎo),創(chuàng)新體制機(jī)制,注重內(nèi)涵發(fā)展,不斷提升質(zhì)量,推動青少年校園足球工作取得階段性成果,為在新時(shí)代繼續(xù)扎實(shí)推進(jìn)青少年校園足球工作奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。2014年底以來,校園足球在全國范圍內(nèi)的開展取得了良好效果。據(jù)中國教育科學(xué)研究院調(diào)查數(shù)據(jù),截至2018年10月,教育部已在全國建立校園足球特色中小學(xué)2.4萬余所,校園足球試點(diǎn)縣(區(qū))130余個(gè),校園足球“滿天星”訓(xùn)練營47個(gè),經(jīng)常參加足球活動的學(xué)生接近2 000萬名,初步實(shí)現(xiàn)了擴(kuò)大足球人口的目標(biāo),為校園足球的發(fā)展構(gòu)筑了牢固的基礎(chǔ)。然而,校園足球運(yùn)動可持續(xù)發(fā)展離不開運(yùn)動成績的支撐,根據(jù)比賽成績與技術(shù)能力之間的關(guān)系制訂不同年齡組別的訓(xùn)練細(xì)則、方案顯得尤為重要,是促進(jìn)校園足球持續(xù)、有序發(fā)展應(yīng)著力研究的問題。

通過文獻(xiàn)溯源發(fā)現(xiàn):現(xiàn)階段關(guān)于校園足球發(fā)展的研究主要集中于校園足球開展的現(xiàn)狀與對策研究、學(xué)校足球教育與管理研究、中國校園足球與外國足球發(fā)展的對比研究、青少年足球后備人才培養(yǎng)與可持續(xù)發(fā)展研究幾大方面。大多數(shù)研究還處于頂層設(shè)計(jì)和初步發(fā)展階段,研究者們的研究視角也多局限于校園足球文化的建設(shè)及其教育功能,研究內(nèi)容與以前校園足球競賽、足球運(yùn)動員的運(yùn)動技能分析形成鮮明對比。校園足球運(yùn)動的研究者關(guān)注的焦點(diǎn)從足球運(yùn)動的競賽屬性和運(yùn)動價(jià)值轉(zhuǎn)向文化屬性和教育功能[1]。競技屬性是足球運(yùn)動發(fā)展的不竭動力,故筆者認(rèn)為針對校園足球技能練習(xí)和競賽效果的研究具有較高的應(yīng)用價(jià)值?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對校園足球競賽并未進(jìn)行相關(guān)的效果分析,也未探討如何根據(jù)賽事結(jié)果進(jìn)行針對性地反饋,并提出有效地提高校園足球賽事效果的實(shí)施方案。

基于此,本文以2016、2017年校園足球聯(lián)賽的比賽成績?yōu)榛A(chǔ),遵循體育研究“從實(shí)踐中來,結(jié)合理論,再反作用于實(shí)踐”的特點(diǎn),對校園足球運(yùn)動員的技能測試和比賽成績進(jìn)行量化分析。采集校園足球聯(lián)賽的比賽成績和足球單項(xiàng)技能測試(擋板傳控球、運(yùn)球繞桿射門、帶球 10 m折返跑和顛球)成績,使用Stata15.1進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。具體步驟如下:① 將青少年球員所在球隊(duì)的比賽成績進(jìn)行有序分層,構(gòu)造有序分層變量,然后結(jié)合少年足球技術(shù)特征對4個(gè)核心解釋變量進(jìn)行有序分層;② 對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選整理并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)特征分析;③ 利用Ologit模型對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行建模,進(jìn)而采用小學(xué)組和初中組數(shù)據(jù)進(jìn)行對比分析;④ 針對實(shí)證中發(fā)現(xiàn)的問題,對如何提高我國青少年足球成績、促進(jìn)青少年足球健康發(fā)展提出建議。

2 數(shù)據(jù)與變量

2.1 數(shù)據(jù)來源以2016、2017 年中國教育科學(xué)研究院教育綜合改革試驗(yàn)區(qū)青少年校園足球聯(lián)賽的比賽成績和單項(xiàng)足球技能測試成績?yōu)檠芯繑?shù)據(jù)。其中,小學(xué)組球員232人,初中組球員213人,共445例個(gè)人樣本。在實(shí)證處理中,針對個(gè)別數(shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行了刪減,刪減后小學(xué)組217人,初中組175人,共計(jì)得到392例符合要求的個(gè)人樣本。

2.2 變量設(shè)計(jì)

2.2.1 被解釋變量 使用球員所在球隊(duì)成績排名作為被解釋變量。中學(xué)組共統(tǒng)計(jì)了前13名球隊(duì)的成績排名,因此將中學(xué)組第1～4名成績劃分為成績優(yōu)異組,賦值為2;第5～8名劃分為成績中等組,賦值為1;第9～13名劃分為一般成績組,賦值為0。由于小學(xué)組只統(tǒng)計(jì)了前12名隊(duì)伍的排名,相應(yīng)分別將第1～4名、第5～8名、第9～12名劃分為成績優(yōu)異組、成績中等組、一般成績組,分別賦值為2、1、0。

2.2.2 核心解釋變量 本次足球技能測試共有4項(xiàng),分別是擋板傳控球、運(yùn)球繞桿射門、帶球10 m折返跑和顛球,其中擋板傳控球和顛球計(jì)算規(guī)定時(shí)間內(nèi)完成的次數(shù),運(yùn)球繞桿射門、帶球 10 m折返跑計(jì)算完成測試項(xiàng)目所用的時(shí)間。本文根據(jù)青少年足球的技術(shù)特點(diǎn),將這4項(xiàng)解釋變量劃分為分類變量(表1)。

表1 解釋變量的分類處理

注：本文技術(shù)指標(biāo)打分評定標(biāo)準(zhǔn)均由中國教育科學(xué)研究院體衛(wèi)藝所校園足球聯(lián)賽組委會制定,詳見2016/2017《中國教育科學(xué)研究院青少年校園足球聯(lián)賽比賽規(guī)程》

2.2.3 控制變量 (1) 人口經(jīng)濟(jì)學(xué)特征。參考同類研究,本文控制了學(xué)校、年齡和戶籍因素的影響。在學(xué)校上,設(shè)置學(xué)校虛擬變量,市級以上重點(diǎn)學(xué)校為1,普通學(xué)校為0;在年齡上,設(shè)置初中、小學(xué)2個(gè)組別,分別賦值為1和0;戶籍上分為城市戶籍和非城市戶籍,分別取值為1和0。

(2) 其他控制變量。本文設(shè)置了球隊(duì)所在城市職業(yè)球隊(duì)個(gè)數(shù)作為控制變量,職業(yè)球隊(duì)計(jì)數(shù)取中甲、中超球隊(duì)個(gè)數(shù)分別賦值1、2,無職業(yè)球隊(duì)賦值為0。一般而言,某個(gè)城市有中甲、中超球隊(duì),并且個(gè)數(shù)越多,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越好,對少年足球的重視程度越高,球員的技術(shù)可能越好。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析對各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示:本次統(tǒng)計(jì)共得到392個(gè)有效觀測值;被解釋變量中成績中等和成績優(yōu)異的占比之和是59.95%,成績一般的占比40.05%。為了便于后文分析,本文將成績優(yōu)異和成績中等的歸類為好成績,將成績一般的歸類為差成績。作為核心解釋變量的4項(xiàng)足球技術(shù)成績分布呈現(xiàn)出一定的均衡性,方差呈現(xiàn)出一定的穩(wěn)定性,顯示出數(shù)據(jù)的良好特征?？刂谱兞砍尸F(xiàn)學(xué)校、年齡和戶籍特征,如:重點(diǎn)學(xué)校占67.6%,是普通學(xué)校比例的2倍以上;在戶籍上,城市戶籍達(dá)到70.92%,是非城市戶籍的2倍以上;小學(xué)組的球員比例達(dá)到52.04%,超過初中組。這3個(gè)控制變量的方差和均值呈現(xiàn)出一定的協(xié)同性。城市職業(yè)球隊(duì)個(gè)數(shù)方差偏大,原因是本文對該數(shù)據(jù)未做分層處理,采用了原始數(shù)據(jù)的對數(shù)形式。在總體上,研究所用數(shù)據(jù)表現(xiàn)出較好的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。

3 模型設(shè)定與實(shí)證分析

3.1 模型設(shè)定由于本文因變量屬于有序類別變量,該類別變量在統(tǒng)計(jì)上不屬于連續(xù)變量,因此傳統(tǒng)的OLS回歸不再是無偏有效的估計(jì)。此時(shí),可采用Ologit模型進(jìn)行分析。Ologit模型是基于累計(jì)分布的Logit模型[2],假設(shè)因變量是賦值為1～J的定序值,那么因變量≤j與>j的累計(jì)Logit可以表示為其基本的理論模型:

(1)

式中:X表示影響青少年球隊(duì)成績排名的解釋變量,具體包含核心解釋變量和控制變量;β表示與X相對應(yīng)的系數(shù)矩陣;J表示成績排名的類別集合,j∈J={1,2,3};αj表示Ologit估計(jì)的截距項(xiàng)。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(n=392)

值得指出的是,在Ologit估計(jì)中,系數(shù)矩陣β中每個(gè)解釋變量的系數(shù)并不代表解釋變量對被解釋變量影響的大小,而是通過計(jì)算得到式(1)中yi≤j和yi>j2種情況發(fā)生的相對比例,稱之為發(fā)生比(odds ratio,xi的系數(shù)βi轉(zhuǎn)化為發(fā)生率的公式:oddsratioi=e-βi)[3]。發(fā)生比描述的是當(dāng)自變量增加一個(gè)單位時(shí),因變量中屬于低組的發(fā)生比是臨近高組發(fā)生比的e-βi倍。 根據(jù)上述設(shè)定,本文實(shí)證方程為

β2RGSMi+β3ZFPi+β4DQi+

(2)

式中,controli代表人口經(jīng)濟(jì)學(xué)特征和其他控制變量。

3.2 實(shí)證結(jié)果分析利用Stata15.1分析青少年足球運(yùn)動員訓(xùn)練成績與所在球隊(duì)成績排名之間的關(guān)系。由于Ologit處理的是分類變量問題,需要滿足2個(gè)前提條件:① 自變量之間不存在顯著的多重共線性;② 滿足平行線假設(shè)[4]。首先使用Donald等[5]提供的Colding 2技術(shù)檢驗(yàn)了本文核心解釋變量之間的多重共線性,發(fā)現(xiàn)條件數(shù)為19.23,小于30,說明本文核心解釋變量之間不存在顯著的多重共線性。然后,針對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了Brant檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)對應(yīng)的P=0.09,即本文數(shù)據(jù)通過了平行線檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果如表3所示。模型(1)(3)(5)分別是用全樣本、小學(xué)組樣本、初中組樣本進(jìn)行建模的實(shí)證結(jié)果,模型(2)(4)(6)是與模型(1)(3)(5)對應(yīng)的將各解釋變量和控制變量系數(shù)換算為發(fā)生比的實(shí)證結(jié)果。

表3 Ologit 模型實(shí)證結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著,括號內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差,表4同此

實(shí)證模型中的Constant cut 1和2都滿足1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著,即模型整體是穩(wěn)健可信的。

(1) 根據(jù)模型(1)和(2),全樣本中4項(xiàng)單項(xiàng)足球技術(shù)測試成績和球隊(duì)最終排名統(tǒng)計(jì)上相關(guān)的只有CKQ和RGSM,二者分別在10%和1%置信水平上顯著。CKQ的系數(shù)為0.348,轉(zhuǎn)換為發(fā)生比后為0.706,即在全樣本中,CKQ成績更好的運(yùn)動員所在的球隊(duì)獲得一般成績和好成績(包括中等和優(yōu)異,下同)的發(fā)生比是70.6%。這說明CKQ成績更好的運(yùn)動員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高29.4%。這意味著CKQ成績越好,球隊(duì)獲得好成績的概率越高,即球員CKQ成績與球隊(duì)成績呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性。同樣,RGSM的系數(shù)為0.091,對應(yīng)的發(fā)生比為0.913,說明RGSM成績更好的運(yùn)動員所在的球隊(duì)獲得一般成績和獲得好成績的發(fā)生比是91.3%。這說明RGSM成績更好的運(yùn)動員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高8.7%。這意味著RGSM成績越好,球隊(duì)獲得好成績的概率越高,即球員RGSM成績和球隊(duì)成績呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性。需要指出的是,雖然CKQ與RGSM 2種技術(shù)水平同樣和球隊(duì)成績呈現(xiàn)正相關(guān),但是CKQ技術(shù)好的隊(duì)員所在球隊(duì)獲得好成績的概率更高,即CKQ技術(shù)對球隊(duì)成績影響更大。

事實(shí)上,RGSM和CKQ都是足球體育運(yùn)動員的基本功,這2項(xiàng)基本功的優(yōu)劣往往決定了運(yùn)動員在球場上關(guān)鍵時(shí)刻的表現(xiàn)。RGSM的水平高低決定了球員射門時(shí)的精準(zhǔn)度,CKQ決定了球員在比賽時(shí)的球隊(duì)協(xié)作能力,這2項(xiàng)基本功的扎實(shí)程度在很大程度上決定了球隊(duì)的成績表現(xiàn)。因此,實(shí)證結(jié)果展現(xiàn)出的RGSM和CKQ基本功越好,球隊(duì)獲得好成績的概率就越高的結(jié)果具有可信度和指導(dǎo)意義。

(2) 在模型(1)和(2)中,ZFP和DQ對球隊(duì)成績的影響不顯著,說明這2項(xiàng)技術(shù)在影響球隊(duì)最終成績上的效果不夠明顯。需要指出的是:DQ的發(fā)生比是0.657,說明DQ成績更好的隊(duì)員所在球隊(duì)獲得差成績和好成績的發(fā)生比是65.7%,即DQ成績更好的運(yùn)動員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高34.3%。雖然不顯著,但至少在實(shí)證上呈現(xiàn)二者的正相關(guān)性。ZFP的發(fā)生比是1.233,說明ZFP成績更好的球員所在球隊(duì)獲得差成績比獲得好成績的概率高23.3%,即ZFP成績與球隊(duì)成績呈現(xiàn)出潛在的負(fù)相關(guān)性。

(3) 在模型(1)和(2)的4個(gè)控制變量中,學(xué)校、職業(yè)球隊(duì)個(gè)數(shù)和年齡分別在1%、5%、10%的置信水平上顯著,但戶籍統(tǒng)計(jì)上不顯著。在控制其他變量后學(xué)校變量的系數(shù)是0.292,對應(yīng)的發(fā)生比是0.969,這意味著如果球員來自重點(diǎn)學(xué)校,球隊(duì)獲得差成績和好成績的概率比為96.9%,即球員為重點(diǎn)學(xué)校球隊(duì)時(shí)成績更好的概率高出3.1%。這一方面說明了重點(diǎn)學(xué)校球隊(duì)的成績可能好于普通學(xué)校球隊(duì),另一方面也說明了重點(diǎn)學(xué)校球員可能擁有更好的訓(xùn)練場地及訓(xùn)練條件,有助于提高球隊(duì)的成績。所在城市職業(yè)球隊(duì)個(gè)數(shù)的系數(shù)為0.036,對應(yīng)的發(fā)生比是0.965,說明球員所在城市的職業(yè)球隊(duì)較多,球員所在球隊(duì)獲得差成績和好成績的概率比是96.5%,即球員所在城市職業(yè)球隊(duì)較多,球員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高3.5%。這說明城市的足球氛圍越濃厚,越有助于球隊(duì)獲得更好的成績。年齡系數(shù)為0.574,對應(yīng)的發(fā)生比是0.563,與小學(xué)生相比,中學(xué)生所在球隊(duì)獲得差成績和好成績的概率比是56.3%,即中學(xué)生球隊(duì)獲得好成績的概率要比獲得差成績的概率高43.7%。這意味著中學(xué)組和小學(xué)組需要分開討論。

(4) 模型(3)和(4)是用小學(xué)組數(shù)據(jù)實(shí)證得出的結(jié)果。與全樣本不一致的情況有:① CKQ和RGSM 2個(gè)核心解釋變量分別在5%和1%置信水平上顯著,且其發(fā)生比分別為0.862和0.452,說明小學(xué)組里球員的CKQ和RGSM技術(shù)較好,球員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率分別高出13.8%和54.8%。即在小學(xué)組里,與CKQ技術(shù)相比,RGSM技術(shù)對球隊(duì)獲得好成績概率的提高更有幫助。② ZFP由不顯著變得顯著,系數(shù)為-0.054,對應(yīng)的發(fā)生比為1.055,說明ZFP技術(shù)較好的球員所在球隊(duì)獲得差成績和好成績的概率比是1.055,即比獲得差成績的概率高5.5%。這說明ZFP可能并不是一項(xiàng)較好的測度小學(xué)球員足球技術(shù)的測試項(xiàng)目。折返跑需要高速沖刺,多來回測試,是一項(xiàng)驗(yàn)證球員能力關(guān)鍵指標(biāo),世界各國都在采用。然而,由于小學(xué)生處于身體發(fā)育期,采用該項(xiàng)測試的成績普遍偏低,即使是相對較好的成績也不能完全反映球場上的成績。另外,本文的研究對象中的中小學(xué)生,技能水平差異性不大,后續(xù)還將在實(shí)證的基礎(chǔ)上考察哪些測試項(xiàng)目符合中國中小學(xué)青少年校園足球運(yùn)動員的特色。③ 學(xué)校因素不顯著,而戶籍因素顯著。學(xué)校不顯著說明了在小學(xué)組里學(xué)校并不是有效的影響球隊(duì)排名的因素,即小學(xué)組里重點(diǎn)小學(xué)和普通小學(xué)并未顯示出統(tǒng)計(jì)學(xué)上顯著的成績差異。戶籍因素對應(yīng)的發(fā)生比是1.004,說明城市戶籍球員所在球隊(duì)獲得差成績與好成績的概率比是1.004,即城市戶籍球員所在球隊(duì)獲得差成績的概率高出4%。這說明非城市戶籍的球員可能付出的努力更多,對球隊(duì)獲得好成績的幫助更大。

(5) 模型(5)和模型(6)是利用初中組數(shù)據(jù)建模的結(jié)果。與全樣本相比,初中組顯示出2項(xiàng)顯著差異:① DQ因素變得顯著,其系數(shù)為0.045,對應(yīng)的發(fā)生比是0.956。說明在初中組里DQ技術(shù)較好的球員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高出4.4%。② 與全樣本相比學(xué)校因素變得顯著,但是其發(fā)生比是0.954,說明在初中組里,與普通學(xué)校球員相比,重點(diǎn)學(xué)校球員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率高出4.6%。

需要進(jìn)一步說明的是,DQ技術(shù)在全樣本和小學(xué)組均不顯著,但是在初中組顯著,并且在初中組表現(xiàn)出DQ技術(shù)越高,球隊(duì)獲得好成績的概率越大的正相關(guān)性?？赡艿脑蚴?① 由于小學(xué)組中DQ技術(shù)不顯著導(dǎo)致了全樣本的非顯著性,分開觀測后,初中組表現(xiàn)出顯著性;② DQ可能與組別要求高度相關(guān),小學(xué)組的要求更低,其整體技術(shù)水平弱于初中組,該技術(shù)在比賽中對比賽成績的影響弱于初中組,以至于在統(tǒng)計(jì)上表現(xiàn)出了非顯著性;③ 即使在初中組,DQ技術(shù)好的球員所在球隊(duì)獲得好成績的概率比獲得差成績的概率僅高4.4%,但是初中組CKQ的概率發(fā)生比為0.804,RGSM的概率發(fā)生比為0.896,這意味著CKQ和RGSM技術(shù)較好的球員所在球隊(duì)獲得好成績比獲得差成績的概率分別高19.6%和10.4%。在同一模型中,該數(shù)據(jù)遠(yuǎn)大于DQ的差額概率,說明在初中組,對球隊(duì)好成績影響從大到小依次是CKQ、RGSM和DQ。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)① 本文將被解釋變量重新分組為成績好(=1)和成績差(=0)2組,成績好的都各取前6名,中學(xué)組成績差的取第7～13名,小學(xué)組成績差的取第7～12名。重新進(jìn)行Ologit回歸,得出的結(jié)論基本一致。② 根據(jù)Treman的觀點(diǎn),如果被解釋變量為有序類別變量,可將其視為間距變量并采用OLS回歸估計(jì)。如OLS和Ologit結(jié)果類似,則采用OLS可能更為簡單也更容易解釋。故本文采用了OLS估計(jì)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與Ologit結(jié)果幾乎一致。上述結(jié)果見表4。

4 結(jié)論與建議

采用Ologit模型對影響我國青少年足球成績的因素進(jìn)行實(shí)證建模分析,結(jié)果顯示:4項(xiàng)關(guān)鍵技術(shù)中擋板傳控球和運(yùn)動繞桿射門是影響球員所在球隊(duì)成績的關(guān)鍵因素,其中擋板傳控球技術(shù)對球隊(duì)成績影響更大;帶球10 m折返跑和顛球技術(shù)對球隊(duì)成績的影響并不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性;初中組球員顛球技術(shù)與球隊(duì)成績呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系,但小學(xué)組和全樣本中并未表現(xiàn)出該特征。基于上述研究結(jié)論,為提高我國青少年足球成績,促進(jìn)我國青少年足球的健康發(fā)展,本文提出如下政策建議。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(1) 設(shè)計(jì)并優(yōu)化適合不同年齡段青少年的足球訓(xùn)練計(jì)劃,進(jìn)一步加強(qiáng)青少年足球基本功訓(xùn)練。通過對中國教育科學(xué)研究院試驗(yàn)區(qū)校園足球聯(lián)賽成績與足球基本運(yùn)動技能的相關(guān)分析,可以看出:校園足球培養(yǎng)體系的構(gòu)建必須依賴年齡劃分區(qū)別對待,不同年齡階段的孩子適用于不同類別的足球運(yùn)動訓(xùn)練方法。通過對小學(xué)組的數(shù)據(jù)分析可以看出:小學(xué)階段球感的培養(yǎng),控球能力的培養(yǎng)最重要,對于在比賽中獲勝至關(guān)重要,他們的單人技能已經(jīng)達(dá)到一定水平,且無較大的區(qū)分度。所以,應(yīng)該在具體的教學(xué)訓(xùn)練中更多地以雙人合作控球或小組配合的方式提升孩子對足球運(yùn)動的興趣。建議在未來的小學(xué)高年級足球訓(xùn)練中加大團(tuán)隊(duì)游戲類的傳控球技能訓(xùn)練,提升學(xué)生對于足球的感覺、感知、感受能力。

從中學(xué)階段測試數(shù)據(jù)的反饋看,這一階段學(xué)生不同身體條件的差異開始顯現(xiàn)出來,這一先天的優(yōu)勢必須客觀承認(rèn),球隊(duì)中出現(xiàn)能力突出的球員對于球隊(duì)的整體成績有明顯的提高作用[6],這也是球隊(duì)中“超級球星”的作用。在實(shí)際的比賽中,具有速度、力量、技術(shù)之一或多項(xiàng)優(yōu)勢的明星球員對于球隊(duì)的成績表現(xiàn)至關(guān)重要。建議在未來的中學(xué)足球體育教學(xué)中,有針對性地根據(jù)學(xué)生身體條件確定球員場上的位置,再根據(jù)不同位置進(jìn)行差別化比較,之后再反饋到球隊(duì)成績層面,進(jìn)行更有針對性的訓(xùn)練。另外,在我國中小學(xué)教育體制下,小學(xué)階段多數(shù)家長愿意培養(yǎng)孩子形成體育愛好以鍛煉身體,愿意讓孩子花時(shí)間進(jìn)行足球練習(xí),能夠選材的樣本數(shù)量遠(yuǎn)多于課業(yè)升學(xué)壓力增大之后的初中階段。因?yàn)槌踔须A段球員選材的數(shù)量有限,故整體球感的反映靈敏度并未在相應(yīng)年齡階段明顯增加,這一年齡階段也正是中國與世界足球先進(jìn)國家足球水平拉開差距的關(guān)鍵階段,必須引起高度重視。

(2) 通過政策設(shè)計(jì)提升城市足球氛圍,科學(xué)發(fā)揮其正外部性。根據(jù)實(shí)證結(jié)論,城市職業(yè)球隊(duì)越多,觀測對象所在球隊(duì)獲得好成績的概率越高,這說明城市足球氛圍具有良好的正外部性,提高城市足球氛圍有助于提高球隊(duì)的比賽成績。為此,政府應(yīng)該從如下3個(gè)方面入手:① 進(jìn)一步加大足球設(shè)施和足球場地的供給力度,爭取讓足球場地進(jìn)社區(qū),讓足球運(yùn)動進(jìn)小區(qū),同時(shí)可酌情考慮通過民間融資和招商引資推進(jìn)足球普及化;② 政府應(yīng)積極配合各種足球民間組織的相關(guān)活動,進(jìn)一步推進(jìn)城市足球運(yùn)動的文化氛圍;③ 政府應(yīng)進(jìn)一步深化足球體育制度改革,打破傳統(tǒng)僵化思維的束縛,將現(xiàn)代化管理理念引進(jìn)足球宏觀管理中,實(shí)現(xiàn)足球管理的績效提升[7]。

(3) 科學(xué)全面地定位校園足球,優(yōu)化評價(jià)導(dǎo)向作用。新時(shí)期校園足球的發(fā)展是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程,被時(shí)代賦予了更多的教育功能。校園足球聯(lián)賽常態(tài)化的開展并不是要用競技思維走“錦標(biāo)主義”的老路,但也不能完全忽視足球運(yùn)動競技性的客觀存在。利用常態(tài)化的校園比賽整體提升學(xué)生參與運(yùn)動比賽的積極性,創(chuàng)造更好的校園運(yùn)動環(huán)境,讓更多的學(xué)生有機(jī)會參與運(yùn)動競賽,進(jìn)而通過實(shí)戰(zhàn)的成績分析不同技能考核的標(biāo)準(zhǔn),以技能評價(jià)引導(dǎo)學(xué)生的個(gè)人技能發(fā)展,發(fā)揮科學(xué)導(dǎo)向作用。具體而言,小學(xué)階段足球基本功的培養(yǎng)對深化整體校園足球的教學(xué)、訓(xùn)練、比賽有基礎(chǔ)性的作用,而初中階段更加突出實(shí)戰(zhàn)的作用,提升球員臨場發(fā)揮能力和個(gè)人比賽素質(zhì)。競賽的作用正是讓學(xué)習(xí)的運(yùn)動技能不斷內(nèi)化為自身的運(yùn)動技能,而不是停留在動作技能階段。

綜合以上,本文利用Ologit模型分析了青少年球員技術(shù)成績與球隊(duì)成績之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)不同年齡和組別的球員表現(xiàn)出不完全一致的特征,這對指導(dǎo)我國青少年足球訓(xùn)練具有一定意義。在本文基礎(chǔ)上,后續(xù)研究應(yīng)重點(diǎn)探討如何構(gòu)建動態(tài)化的賽事結(jié)果分析反饋機(jī)制并優(yōu)化其實(shí)施方案。