中國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員的相對(duì)年齡效應(yīng)

鄧 勇， 高 勇，鄭 力，劉天聰，于 航

（1.華中師范大學(xué) 體育學(xué)院，湖北 武漢 430079；2.咸寧職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖北 咸寧437100）

中國(guó)籃協(xié)在 《關(guān)于征求第十二屆全國(guó)運(yùn)動(dòng)會(huì)籃球青年年齡段意見的涵》提出了2種方案：方案一，青年運(yùn)動(dòng)員年齡為1995年1月1日以后出生；方案二，青年運(yùn)動(dòng)員為1995年1月1日以后出生，1993年1月1日～1994年12月31日出生的運(yùn)動(dòng)員可以報(bào)2名［1］。這2種方案都把1月1日作為選擇日對(duì)青少年運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行選拔。中國(guó)籃協(xié)在2018年U17的籃球賽中規(guī)定運(yùn)動(dòng)員參賽年齡為2001年1月1日至2002年12月31日期間出生的運(yùn)動(dòng)員，以期通過這種方式來保證青少年籃球運(yùn)動(dòng)員參賽的公平、公正和均等的成功發(fā)展機(jī)會(huì)。現(xiàn)如今籃球賽事主要按照歷法年齡和1月1日的選擇日對(duì)球員進(jìn)行分組，由此就產(chǎn)生了“相對(duì)年齡效應(yīng)”（relative age effect，RAE）?！跋鄬?duì)年齡效應(yīng)”是指在同一年齡組中，形成了個(gè)體整體年齡差異，最終導(dǎo)致了個(gè)體在能力和成績(jī)上的顯著差異，出生日距離選擇日近的運(yùn)動(dòng)員較距離選擇日遠(yuǎn)的運(yùn)動(dòng)員在身體、心理、情感、意志、經(jīng)驗(yàn)等方面具有一定的優(yōu)勢(shì)，更容易獲得關(guān)注更容易成功。比如在同齡的曲棍球青年運(yùn)動(dòng)員中，出生在一季度的運(yùn)動(dòng)員比出生在第四季度的運(yùn)動(dòng)員身體更強(qiáng)壯、在訓(xùn)練和比賽中更加懂得合作、更容易獲得教練認(rèn)可和關(guān)注、給予更高的期望，這種先天條件就會(huì)逐漸被轉(zhuǎn)換成為競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。1994年著名雜志發(fā)表了自稱“極為有趣的現(xiàn)象”，發(fā)現(xiàn)了運(yùn)動(dòng)成績(jī)和年齡直接的關(guān)系。Baxter在《自然》雜志上發(fā)表的Born too late to win?的文章使得相對(duì)年齡效應(yīng)在體育運(yùn)動(dòng)方面受到了極大的關(guān)注［2］。在足球、籃球、棒球、曲棍球、冰球、排球、游泳等眾多領(lǐng)域也證實(shí)了運(yùn)動(dòng)成績(jī)和相對(duì)年齡呈線性相關(guān)關(guān)系［3-9］。國(guó)內(nèi)外眾多對(duì)相對(duì)年齡的研究，主要集中在團(tuán)體類與體能類項(xiàng)目。在國(guó)內(nèi)對(duì)相對(duì)年齡的研究中足球運(yùn)動(dòng)員的選材受到研究者的關(guān)注和青睞，如劉衛(wèi)民對(duì)我國(guó)男女足球運(yùn)動(dòng)員、世界杯足球運(yùn)動(dòng)員的研究指出相對(duì)年齡效應(yīng)的存在，發(fā)現(xiàn)“相對(duì)年齡效應(yīng)”造成了青少年足球運(yùn)動(dòng)員選材中的不平衡，不利于使每個(gè)孩子都獲得一個(gè)公平競(jìng)爭(zhēng)、平等發(fā)展、條件均等的成功機(jī)會(huì)，造成大量?jī)?yōu)秀人才的流失，最終影響運(yùn)動(dòng)員的成材率，并提出控制和消除相對(duì)年齡的舉措和方法［10-12］。黃志劍、龔波等人對(duì)我國(guó)足球甲級(jí)聯(lián)賽進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)也存在相對(duì)年齡［13-14］。但在眾多的相對(duì)年齡研究中對(duì)我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員的研究少之甚少。在國(guó)外，N.Delorme，M.Raspaud對(duì)法國(guó) 7～18歲的年輕籃球運(yùn)動(dòng)員研究發(fā)現(xiàn)，除17歲的女性之外，一季度與二季度出生的運(yùn)動(dòng)員比四季度出生的球員人數(shù)要高得多并存在統(tǒng)計(jì)意義上的差異［15］。 Garcia，Aguilar和 Romero 在對(duì) 2005～2010 年 U17、U19、U21參加世錦賽的954名球員研究中顯示：相對(duì)年齡效應(yīng)隨著年齡的增大而逐漸減退，U17運(yùn)動(dòng)員中相對(duì)年齡效應(yīng)大于U19及U21；在男性中不同位置相對(duì)年齡也有差異，在需要體力較高的位置相對(duì)年齡比較明顯，在女性中不存在［16］。運(yùn)動(dòng)員選材是將具有發(fā)展?jié)摿Φ膬和x拔成為職業(yè)運(yùn)動(dòng)員，因此，對(duì)職業(yè)運(yùn)動(dòng)員和青少年兒童的相對(duì)年齡現(xiàn)狀研究對(duì)于運(yùn)動(dòng)員選材有導(dǎo)向性的作用。本研究基于相對(duì)年齡理論，以我國(guó)青少年、CUBA、CBA籃球運(yùn)動(dòng)員作為研究對(duì)象，覆蓋不同的年齡段，具有極強(qiáng)的代表性，有助于研究不同年齡段、不同比賽類別、不同性別的相對(duì)年齡特征，分析造成我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員相對(duì)年齡的原因，提出相應(yīng)的對(duì)策，進(jìn)而提高我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員的成才率，為我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)的發(fā)展提供一定的幫助。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本文選取2018～2019賽季效力于CBA與WCBA聯(lián)賽俱樂部一線的擁有中國(guó)國(guó)籍的本土球員；2019年參與大學(xué)生聯(lián)賽CUBA的大學(xué)生男、女籃球運(yùn)動(dòng)員；二青會(huì)的U16男子籃球運(yùn)動(dòng)員與U18女子籃球運(yùn)動(dòng)員共3 027名籃球運(yùn)動(dòng)員作為研究對(duì)象。各賽事的樣本量見表1。

表1 各賽事樣本一覽表

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

在中國(guó)知網(wǎng)和EBSCO等國(guó)內(nèi)外網(wǎng)站進(jìn)行 “相對(duì)年齡”與“relative age effect”的檢索，為本文研究提供理論基礎(chǔ)。CBA與WCBA以及男子U16與女子U18的球員出生信息通過中國(guó)籃協(xié)官網(wǎng)（http://www.cba.net.cn/）收集；大學(xué)生男子與女子球員的出生信息通過CUBA中國(guó)大學(xué)生籃球聯(lián)賽官網(wǎng)（http://dns1.cuba.edu.cn/）獲得。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

將收集到的數(shù)據(jù)用EXCEL進(jìn)行統(tǒng)計(jì)整理，在SPSS 17.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理。

2 研究結(jié)果

2.1 籃球運(yùn)動(dòng)員的相對(duì)年齡效應(yīng)表現(xiàn)

研究對(duì)青少年、大學(xué)生、CBA的3個(gè)賽事類別3 027名男女運(yùn)動(dòng)員的出生日期進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，球員的出生日期按照季度進(jìn)行分組，并對(duì)不同類別的球員出生日期進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，見圖1和表2。

圖1 各組所有運(yùn)動(dòng)員不同季度人數(shù)分布圖

表2 各組卡方檢驗(yàn)結(jié)果

由圖1和表2可知在收集的3 027個(gè)樣本中，出生月份在1～3月的人數(shù)有912人，占到總體人數(shù)的30.13%；出生月份在4～6月的人數(shù)有703人，占到總體人數(shù)的23.22%；出生月份在7～9月的人數(shù)是745人，占到總數(shù)的24.61%；出生月份在10～12月的人數(shù)為667人，占到總數(shù)的22.04%?？ǚ綑z驗(yàn)值為 χ2=46.495，p=0.000（p＜0.01）具有非常顯著的差異，1～3月份的人數(shù)占總體人數(shù)的比重最大，10～12月份的人數(shù)占總?cè)藬?shù)比重最小。在青年組和CBA組中，球員的出生月份存在分布不均勻并且都向選擇日靠近的現(xiàn)象，第一季度出生的球員人數(shù)明顯高于其他季度出生日的球員人數(shù)。在青年組和CBA組中第一季度出生的人數(shù)占總數(shù)的31.59%、30.13%，第四季度出生的人數(shù)占總數(shù)的18.82%、18.97%，卡方值為χ2=20.116，p=0.000（p＜0.01），χ2=54.184、p=0.000（p＜0.01）具有非常顯著的差異。 在大學(xué)生球員中，χ2=5.611、p=0.132（p＞0.05），不具有顯著性差異。

眾多的研究已經(jīng)證實(shí)了相對(duì)年齡效應(yīng)更多地存在于優(yōu)秀的精英運(yùn)動(dòng)員中。經(jīng)過分析我們可以發(fā)現(xiàn)在青年組和CBA組中都存在比較明顯的RAE，在大學(xué)生組中沒有比較明顯的RAE。CBA與青年組都是比較職業(yè)化的籃球精英運(yùn)動(dòng)員，而大學(xué)生球員職業(yè)化程度不高，這與我國(guó)籃球的選拔制度有一定的關(guān)系，我國(guó)進(jìn)入CBA的籃球運(yùn)動(dòng)員更多的是來自體校、籃球俱樂部等。大學(xué)生球員進(jìn)入CBA的數(shù)量比較少，因此在我國(guó)大學(xué)生球員中沒有明顯的RAE。

2.2 男女籃球運(yùn)動(dòng)員相對(duì)年齡效應(yīng)表現(xiàn)

將3 027名球員按照性別和年齡類別進(jìn)行分組，分為青年男、青年女、大學(xué)男、大學(xué)女、CBA、WCBA等6個(gè)組別。并對(duì)每個(gè)組別的人數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和檢驗(yàn)，如圖2和表3。

圖2 各組男女運(yùn)動(dòng)員不同季度人數(shù)分布圖

通過圖2和表3我們可得知，在1 849名男運(yùn)動(dòng)員中，第一季度人數(shù)占總?cè)藬?shù)的32.07%、第二季度占22.61%、第三季度占24.07%、第四季度占21.25%，卡方值為χ2=52.237、p=0.000具有非常顯著性的差異，第一季度比其他季度出生的人數(shù)較多，并且都在向選擇日靠近。在青年、大學(xué)、CBA男子籃球運(yùn)動(dòng)員中第一季度占總?cè)藬?shù)的37.87%、28.73%、37.66%，第四季度占總?cè)藬?shù)的 16.89%、23.67%、17.41%，卡方值為 （χ2=37.004 、p=0.000）、（χ2=8.950 、p=0.030，p＜0.05）、（χ2=34.861、p=0.000）；可以發(fā)現(xiàn)在青年男子籃球與CBA籃球運(yùn)動(dòng)員中具有非常顯著的差異，在大學(xué)生男子中具有顯著差異。在1 849名女子籃球運(yùn)動(dòng)員中，第一季度和第四季的人數(shù)分別占總?cè)藬?shù)的 27.08%、23.26%，χ2=3.874、p=0.275（p＞0.05）沒有顯著性差異。

在集體球類項(xiàng)目中女性運(yùn)動(dòng)員在相對(duì)年齡上沒有顯著差異。Lidor R等人證實(shí)了在白以色列女子籃球運(yùn)動(dòng)中不存在相對(duì)年齡效應(yīng)［17］；Delorme N等人在對(duì)法國(guó)錦標(biāo)賽的精英運(yùn)動(dòng)員研究中發(fā)現(xiàn)不存在RAE［18-19］。這主要是因?yàn)榕赃\(yùn)動(dòng)員與男性運(yùn)動(dòng)員的生理發(fā)展差異造成的，在青春期男孩骨骼的發(fā)育比女孩晚兩年半并且女孩的身體發(fā)育與出生季度之間差異更加模糊，因此女子在運(yùn)動(dòng)中并沒有明顯的RAE，我國(guó)青年女子、大學(xué)生女子籃球運(yùn)動(dòng)員也應(yīng)證了這一推論。但是在WCBA運(yùn)動(dòng)員中第一季度人數(shù)占37.90%、第四季度占20.97%，（χ2=22.16、p=0.000，p＜0.05）有顯著性差異，這可能與我國(guó)的地域特征和選材制度等方面有關(guān)。

2.3 不同位置籃球運(yùn)動(dòng)員相對(duì)年齡效應(yīng)表現(xiàn)

對(duì)2 416名籃球運(yùn)動(dòng)員的出生日期按照在場(chǎng)上的位置進(jìn)行分組，分為后衛(wèi)（830）、鋒位（1 073）、中鋒（513）3 個(gè)組別，并對(duì)其數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和卡方檢驗(yàn)，后衛(wèi)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如圖3和表4、鋒位結(jié)果如圖4和表5、中鋒結(jié)果如圖5和表6。

圖3 各組男女運(yùn)動(dòng)員后衛(wèi)位置不同季度人數(shù)分布圖

表3 男女卡方檢驗(yàn)結(jié)果

表4 后衛(wèi)卡方檢驗(yàn)結(jié)果

由圖3和表格4我們可以得知，830名籃球運(yùn)動(dòng)員后衛(wèi)位置的球員中第一季度人數(shù)占30.36%、第四季度占23.01%，（χ2=13.287、p=0.04，p＜0.05）有非常顯著性差異。但是在大學(xué)生男女球員中p值有共同性特征（p＞0.05），即在后衛(wèi)位置不存在顯著性差異。CBA組男、女運(yùn)動(dòng)員檢驗(yàn)結(jié)果分別為 （χ2=25.860、p=0.000，p＜0.05）、（χ2=9.286、p=0.026，p＜0.05），CBA 男子球員中存在非常顯著性差異，在WCBA球員中存在顯著性差異。

圖4 各組男女運(yùn)動(dòng)員鋒線位置不同季度人數(shù)分布圖

由圖4和表5我們可得知，在對(duì)1 073名鋒線位置的籃球運(yùn)動(dòng)員中第一季度占30.1%、第四季度占22.73%，（χ2=15.488 、p=0.001，p＜0.01）有非常顯著性差異。但在大學(xué)男女運(yùn)動(dòng)員中（p＞0.050）不存在顯著性差異，即在大學(xué)生球員中球員的出生月份不存在相對(duì)年齡效應(yīng)。在CBA與WCBA中第一季度的人數(shù)分別占39.71%、38.46%，第四季度人數(shù)占16.91%、16.24%，卡方值為（χ2=20.765、p=0.000，p＜0.05）、（χ2=12.607、p=0.006，p＜0.05）具有非常顯著的差異，球員出生日都在向選擇日靠近，存在相對(duì)年齡效應(yīng)。

圖5 各組男女運(yùn)動(dòng)員中鋒位置不同季度人數(shù)分布圖

由圖5和表6可得知，在中鋒球員中（χ2=4.684、p=0.196，p＞0.05）出生月沒有顯著性差異，不存在相對(duì)年齡效應(yīng)。

通過以上分析我們可以得出，在大學(xué)生男女球員中運(yùn)動(dòng)員在場(chǎng)上的位置是不存在相對(duì)年齡效應(yīng)；CBA球員中在后衛(wèi)和鋒位位置是存在相對(duì)年齡效應(yīng)，在中鋒位置不存在相對(duì)年齡特征，這與籃球的發(fā)展趨勢(shì)有密切關(guān)系。Reilly Thomas研究發(fā)現(xiàn)，在足球的一些特殊位置如守門員、中后衛(wèi)以及防守型中場(chǎng)球員，在這些位置上需要身材高大、善于奔跑、耐力素質(zhì)較好的運(yùn)動(dòng)員，因此在選材過程中具有相對(duì)年齡效應(yīng)的球員就會(huì)更容易入選；國(guó)內(nèi)解超等人也證實(shí)了這一位置特征的RAE［20］。在現(xiàn)代籃球運(yùn)動(dòng)中，在后衛(wèi)位置和鋒位位置需要一些速度快、強(qiáng)壯、善于奔跑的運(yùn)動(dòng)員，因此在這些位置早期選材就會(huì)發(fā)生RAE效應(yīng)。

3 討論與分析

3.1 我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員相對(duì)年齡效應(yīng)及成因

表5 鋒位卡方檢驗(yàn)結(jié)果

表6 中鋒卡方檢驗(yàn)結(jié)果

上述研究結(jié)果顯示：在我國(guó)男子籃球運(yùn)動(dòng)員和WCBA運(yùn)動(dòng)員中存在相對(duì)年齡效應(yīng)，也就是說距離籃球競(jìng)賽選擇日越近即相對(duì)年齡越大的球員更容易進(jìn)入高級(jí)別的賽事。劉衛(wèi)民指出相對(duì)年齡效應(yīng)普遍存在于以分割日為主要特征的競(jìng)技體育活動(dòng)中，其形成的原因不是因?yàn)闅夂蚧蛘邞言械臅r(shí)期，主要影響RAE的因素有外部因素（不同項(xiàng)目的競(jìng)賽年和競(jìng)賽選擇日、競(jìng)技運(yùn)動(dòng)的本質(zhì)特征）、內(nèi)部因素（個(gè)體生長(zhǎng)發(fā)育因素、社會(huì)環(huán)境因素、有效練習(xí)因素）兩大因素。龔波等人也提出影響相對(duì)年齡的社會(huì)環(huán)境因素主要有國(guó)家的奧運(yùn)戰(zhàn)略、省市層面的全運(yùn)戰(zhàn)略、俱樂部?jī)?nèi)部的梯隊(duì)建設(shè)方面的因素會(huì)造成RAE效應(yīng)的發(fā)生［21］。在我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員中存在RAE效應(yīng)主要的因素有2種。

3.1.1 個(gè)體自我發(fā)展因素

距離選擇日較近的運(yùn)動(dòng)員相對(duì)于選擇日較遠(yuǎn)的運(yùn)動(dòng)員具有12個(gè)月的發(fā)展時(shí)間，這樣就會(huì)造成相對(duì)年齡大的運(yùn)動(dòng)員比相對(duì)年齡較小的運(yùn)動(dòng)員有較長(zhǎng)的發(fā)展時(shí)間，進(jìn)一步使得相對(duì)年齡大的運(yùn)動(dòng)員在身體形態(tài)、力量素質(zhì)、速度素質(zhì)、協(xié)調(diào)素質(zhì)、耐力素質(zhì)、心理素質(zhì)等方面具有一定優(yōu)勢(shì)，這樣就會(huì)使得他們?cè)诒荣愔懈菀兹〉脙?yōu)異的運(yùn)動(dòng)成績(jī)，得到教練、家長(zhǎng)、隊(duì)友等人的認(rèn)可，也使得他們進(jìn)入更高一級(jí)的運(yùn)動(dòng)隊(duì)，增加了走向精英運(yùn)動(dòng)員的可能性。而那些被淘汰的相對(duì)年齡較小的運(yùn)動(dòng)員更多地不受關(guān)注，得不到家長(zhǎng)、教練的理解和認(rèn)可，進(jìn)一步使得他們逐漸離成功的幾率降低。Ericsson提出的“有效練習(xí)理論”和Weiner提出的“歸因理論”可以很好地解釋這一現(xiàn)象。Ericsson對(duì)不同水平小提琴和鋼琴手進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，樂手的技能表現(xiàn)與樂手的練習(xí)時(shí)間呈線性相關(guān)。對(duì)于年齡較大的運(yùn)動(dòng)員和年齡較小的運(yùn)動(dòng)員，他們的本質(zhì)特征就是出生時(shí)間的差異造成的練習(xí)時(shí)間多少的差異；年齡較大的運(yùn)動(dòng)員會(huì)有更多的時(shí)間進(jìn)行身體、技能、心理等方面的練習(xí)，進(jìn)而使得他們?cè)诒荣愔斜憩F(xiàn)更加優(yōu)異、更容易獲得成功，主要是因?yàn)樗麄兙哂休^長(zhǎng)的練習(xí)時(shí)間，而不是因?yàn)樗麄兿忍炀哂械奶熨x［22］。歸因理論認(rèn)為在孩子們成功和失敗的結(jié)果中，常常會(huì)進(jìn)行內(nèi)因（自我天賦、自我能力、努力程度）或外因（他人原因、運(yùn)氣、環(huán)境）的歸因，并且前一次的歸因就會(huì)影響下一次的期望和努力學(xué)習(xí)程度等［23-24］。相對(duì)年齡較小的孩子更多地會(huì)把自己的失敗歸因于自我能力不足、努力不夠的內(nèi)部歸因。因此，就造成相對(duì)年齡較小的運(yùn)動(dòng)員有較高的退出率，這就會(huì)造成在我籃球運(yùn)動(dòng)員中第一季度的人數(shù)有912人，占到總體人數(shù)的30.13%、第四季度的人數(shù)為667人，占到總數(shù)的22.04%，有顯著的相對(duì)年齡效應(yīng)。

3.1.2 社會(huì)環(huán)境因素

國(guó)家嚴(yán)格的競(jìng)賽體系和固定的選擇日，競(jìng)技體育的激烈性使得更多相對(duì)年齡較大的孩子都集中在每一年的某個(gè)選擇日附近。1995年與2000年國(guó)家制定的《奧運(yùn)爭(zhēng)光綱要》都強(qiáng)調(diào)提高發(fā)展集體球類項(xiàng)目、提高獎(jiǎng)牌的增長(zhǎng)率；這就會(huì)造成在職業(yè)比賽里更多的是對(duì)運(yùn)動(dòng)員的培養(yǎng)，而不是注重運(yùn)動(dòng)員的發(fā)展。我國(guó)籃球人才輸送過程是由地方體?；蚓銟凡窟x拔人才輸送高一級(jí)俱樂部，然后輸送到國(guó)家隊(duì)。這就會(huì)造成很多人急功近利的現(xiàn)象，只注重運(yùn)動(dòng)員當(dāng)前培養(yǎng)，沒有考慮到運(yùn)動(dòng)員的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。劉衛(wèi)民指出競(jìng)技體育的本質(zhì)是相對(duì)年齡賴以生存的環(huán)境，如果弱化和取消競(jìng)爭(zhēng)，那么相對(duì)年齡將會(huì)弱化和消失，我們可以發(fā)現(xiàn)在青年籃球和CBA籃球中第一季度人數(shù)占31.59%、30.13%、存在相對(duì)年齡效應(yīng)，而在大學(xué)生籃球聯(lián)賽中只占27.32%、不存在相對(duì)年齡；青年聯(lián)賽和CBA作為職業(yè)聯(lián)賽有極高的競(jìng)爭(zhēng)性、功利性，而大學(xué)生聯(lián)賽目的是促進(jìn)學(xué)生體質(zhì)健康的發(fā)展，因此在青年聯(lián)賽和CBA中存在明顯的RAE。

3.2 相對(duì)年齡效應(yīng)對(duì)我籃球運(yùn)動(dòng)員選材的影響與啟示

在2019年青年組女子U16和男子U18、CBA組中第一季度出生的人數(shù)占總數(shù)的31.59%、30.13%，第四季度出生的人數(shù)占總數(shù)的18.82%、18.97%，在2019CUBA中第一季度人數(shù)占28.73%、第四季度占23.67%；我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員的出生日期已經(jīng)呈現(xiàn)出“頭重腳輕”的狀態(tài)。因此如何對(duì)待這一現(xiàn)象，為我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員提供一個(gè)公平、公正的發(fā)展平臺(tái)，是我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員選材的當(dāng)務(wù)之急。相對(duì)年齡效應(yīng)在足球、棒球、冰球等領(lǐng)域有著較前沿的研究，各個(gè)項(xiàng)目都在嘗試著用不同的方式弱化或消減這一效應(yīng)。劉衛(wèi)民提出在足球里面建立選材育才相結(jié)合的動(dòng)態(tài)培養(yǎng)模式、消減比賽競(jìng)爭(zhēng)，提倡快樂運(yùn)動(dòng)、基因選材和優(yōu)生計(jì)劃、基于生物年齡進(jìn)行分組來消除訓(xùn)練和比賽中相對(duì)年齡對(duì)孩子的影響［25］。Boucher J提出旋轉(zhuǎn)年齡會(huì)降低或消除相對(duì)年齡的影響；日韓足球運(yùn)動(dòng)員選材中采用相對(duì)年齡參數(shù)加權(quán)評(píng)分和單年齡選材的方式來消除相對(duì)年齡效應(yīng)［26］。國(guó)家政府部門要確定合理的評(píng)價(jià)機(jī)制和選拔方式，避免“功利主義”思想，保持我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)人才的穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。打破傳統(tǒng)教練員選材的“一大、二細(xì)、三長(zhǎng)、四大”、以“體能”為主導(dǎo)的落后選材觀念，注重發(fā)現(xiàn)發(fā)展有潛力的運(yùn)動(dòng)員。高國(guó)賢等人提出在籃球運(yùn)動(dòng)員選材中注重位置選材的發(fā)展，細(xì)化位置分工，把青少年位置競(jìng)技能力特征作為選材指標(biāo)的重要參考，把握不同位置運(yùn)動(dòng)員青少年時(shí)期的發(fā)展特征［27］。因此我國(guó)應(yīng)該樹立先進(jìn)的籃球選材理念，采用科學(xué)的選材育才培養(yǎng)模式，回歸籃球運(yùn)動(dòng)的本質(zhì)，采用生物年齡選材，改變單一的選擇日，建立多元的選材模型等方式來消除和減弱相對(duì)年齡效應(yīng)。讓我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)在一個(gè)公正、公平的大環(huán)境下發(fā)展，提高運(yùn)動(dòng)員的成才率［28-29］。

4 結(jié)論

調(diào)查3 027名籃球運(yùn)動(dòng)員發(fā)現(xiàn)，我國(guó)籃球運(yùn)動(dòng)員除女子青年組和大學(xué)組外均不同程度地存在出生日期向選擇日靠近的不均衡現(xiàn)象，在不同位置上后衛(wèi)占34.35%、鋒位占44.41%、中鋒占21.23%，在后衛(wèi)和鋒位中存在RAE。在青年男子和CBA與WCBA中出生日的分布不均衡現(xiàn)象最為嚴(yán)重，這與我國(guó)的國(guó)家籃球發(fā)展計(jì)劃和選材理念的落后有極大的關(guān)系，追求短期成績(jī)、追求功利、缺乏對(duì)運(yùn)動(dòng)員長(zhǎng)期和持續(xù)的培養(yǎng)發(fā)展。我國(guó)各級(jí)籃球主管部門應(yīng)該不斷革新選材發(fā)展理念、引入先進(jìn)選材制度和模式；加強(qiáng)對(duì)青少年的研究、把握青少年的發(fā)育特征；提高我國(guó)籃球的成才率，使我國(guó)籃球可以提高到一個(gè)新水平，向籃球強(qiáng)國(guó)不斷邁進(jìn)。