吳亞婷 黃 越 喻 林

（湖北醫(yī)藥學院, 湖北 十堰 442000 ）

2015-2016賽季CBA季后賽外援競技水平分析*

吳亞婷 黃 越 喻 林

（湖北醫(yī)藥學院, 湖北 十堰 442000 ）

采用文獻資料法、錄像觀察法、數(shù)理統(tǒng)計法、比較分析法,以2015-2016賽季季后賽外援所表現(xiàn)出的競技水平為研究對象，對18名外援競技水平進行了綜合分析，解析其競技水平因子特征。通過分析找出各俱樂部外援間存在的差距，旨在為國內(nèi)球員的發(fā)展、外援的選擇提供參考。

CBA；季后賽；外援；競技水平

1 研究對象及方法

1.1 研究對象

以2015-2016賽季CBA季后賽各支球隊外援所表現(xiàn)出的競技水平為研究對象（共計18人）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

查閱了大量有關(guān)15-16賽季及其季后賽各球隊外援的資料；互聯(lián)網(wǎng)查閱球員競技水平相關(guān)的指標數(shù)據(jù)，所有資料源于中國籃協(xié)、CBA、搜狐體育官方網(wǎng)站。

1.2.2 錄像觀察法

反復觀看了季后賽各支球隊與競爭對手的所有比賽錄像，通過慢放、快進、回放、定格等手段收集外援的指標數(shù)據(jù)，并對場上比賽情況以及相關(guān)技戰(zhàn)術(shù)統(tǒng)計指標進行匯總；與此同時，結(jié)合文獻資料所收集的數(shù)據(jù)，盡可能確保其客觀、全面、準確。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法

將18名外援的原始數(shù)據(jù)初步分類，并在Excel 2007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 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[1-2]。

1.2.4 對比分析法

對季后賽各支球隊外援和競爭對手競技水平技術(shù)數(shù)據(jù)進行歸納、分析，得出相關(guān)結(jié)論和建議。

2 結(jié)果及分析

將18名球員的原始數(shù)據(jù)初步分類、匯總，并進行指標適宜性分析檢驗，KMO統(tǒng)計量為0.59，刪除無關(guān)指標，選取如下 13項技術(shù)統(tǒng)計指標來衡量競技水平：得分、二分投籃次數(shù)、二分投中次數(shù)、三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)、罰籃次數(shù)、罰中次數(shù)、籃板、助攻、蓋帽、失誤、搶斷、犯規(guī)。

2.1 外援競技水平分析可行性檢驗

將季后賽各支球隊外援和競爭對手共18名外援13項指標數(shù)據(jù)進行分析，運用KMO和Bartlett進行競技水平分析可行性檢驗，參見表1。由Bartlett檢驗可以得出，Sig=0＜0.05應(yīng)拒絕13項指標相互獨立的假設(shè)，所有18名球員的 13項指標間具有較強的相關(guān)性。KMO統(tǒng)計量為0.636，說明13項指標間的偏相關(guān)性較強，各指標間信息的重疊程度較高。以因子分析對18名球員的13項技術(shù)統(tǒng)計指標進行競技水平分析具有統(tǒng)計意

表1 競技水平分析可行性檢驗KMO and Bartlett′s Test

2.2 外援競技水平因子分析提取結(jié)果

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，提取了 5個公因子，累積貢獻率為78.45%，詳見表 2。主成分 1的方差占所有因子方差的24.681%，說明 18名球員的 13項技術(shù)統(tǒng)計指標中24.681%已涵蓋初始的指標數(shù)據(jù)信息，已有24.681%的信息可以解釋18名球員的競技水平。提取的五個主成分方差累計貢獻率達到89.327%，表明提取的五個主成分能反映18名外援的競技水平。

為了清晰地反映13項指標與各主成分具體的載荷值大小，即密切程度，使各指標因子載荷矩陣中的系數(shù)向0～1之間分化，各指標在所提取的五個主成分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3。

表2 外援競技水平因子分析提取結(jié)果

提取方法：主成分分析

表3 外援主成分載荷值

由表3所輸出的統(tǒng)計結(jié)果得知：與主成分1相關(guān)性最大，最為密切的統(tǒng)計指標是二分命中次數(shù)、得分、二分出手次數(shù)、搶斷。各指標的具體載荷值分別為0.904、0.88、0.804、0.735。二分球?qū)φ麄€球隊的貢獻最大，其命中次數(shù)是衡量一個球員進攻能力的首要指標。通過對比賽錄像的分析，搶斷指標之所以載荷值高是因為有效的搶斷能形成直接得分或者多打少的局面。同時應(yīng)均衡質(zhì)與量的關(guān)系，一味地追求高出手次數(shù)而忽視命中質(zhì)量、注重高命中質(zhì)量限制出手次數(shù)均不利于球隊的得分[3]。第二個主成分在三分出手次數(shù)、三分命中次數(shù)指標上相關(guān)性大，具體載荷值分別為0.923、0.847。三分投籃次數(shù)、三分投中次數(shù)的載荷值相關(guān)性極高，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，有效地打擊對手的勢頭及其對手球員的士氣?，F(xiàn)代競技籃球的發(fā)展以及球員位置模糊化，球員被賦予更為全面的技術(shù)，三分遠投理當其中[4]。第三個主成分相關(guān)性最大，最為密切的統(tǒng)計指標是罰球命中次數(shù)、罰球次數(shù)，具體載荷值分別為0.985、0.929。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)，同時也受到場外諸多因素的影響，良好的心理因素和穩(wěn)定的情緒十分重要[5]。季后賽競爭激烈，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

2.3.2 外援公因子得分及綜合得分分析對方球員的犯規(guī)，犯規(guī)的次數(shù)以及不同的類型將直接導致罰球，罰球次數(shù)及其罰中次數(shù)也就自然升高了[6]。第四個主成分在蓋帽、籃板指標上相關(guān)性大，且關(guān)系最為密切，具體載荷值分別為0.94、0.846。兩項指標都體現(xiàn)出球員的防守能力，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]、蓋帽有效遏制對手的進攻，延誤進攻時間，提高威懾力及其本方士氣。第五個主成分在助攻、失誤、犯規(guī)上相關(guān)性大，載荷值密切，分別是0.794、0.739、0.505。助攻和失誤的載荷值較犯規(guī)最大，兩者之間存在顯著性相關(guān)。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，將會導致失誤的增多，載荷值的大小可以說明這一點。

2.3 外援競技水平綜合分析

將所有18名球員進行綜合評價，采用回歸方法求出各指標在其主成分中得分函數(shù)，將 13項指標數(shù)據(jù)運用SPSS軟件處理得出各指標因子得分及各隊員的綜合得分，如表4、5所示。

2.3.1 外援各指標得分分析

表4 外援各指標得分

根據(jù)表4所輸出的數(shù)據(jù)得知，13項統(tǒng)計指標的得分與主成分載荷值一覽表中各指標與主成分保持一致。主成分1：得分、二分出手次數(shù)、二分命中次數(shù)、搶斷得分分別為0.34、0.237、0.295、0.22。高效的二分出手、命中次數(shù)及搶斷確保了得分的高貢獻率。主成分2：三分出手次數(shù)、三分命中次數(shù)得分分別為0.46、0.406，兩指標間密切程度高且不存在差異。主成分3：罰球命中次數(shù)、罰球次數(shù)得分分別為0.491、0.425，回看錄像發(fā)現(xiàn)除場外因素外，技戰(zhàn)術(shù)層面不存在顯著性差異，比賽十分激烈。主成分4：蓋帽、籃板得分分別為0.567、0.483，與主成分載荷值保持一致，不存在顯著性差異。主成分5：助攻、失誤、犯規(guī)得分分別為0.494、0.453、0.312，助攻、失誤在因子得分，載荷值方面相互影響，二者與犯規(guī)之間存在一定差異。

表5 外援主成分因子得分及綜合得分

沃倫 浙江 0.333 -0.492 0.855 -1.818 1.185 -0.02 10莫里斯 北京 -0.418 -1.664 2.050 -0.145 0.517 -0.03 11查爾斯 浙江 0.415 -1.270 -0.663 0.861 -1.001 -0.26 12卡特 廣東 -1.603 0.234 -0.194 0.566 0.466 -0.26 12蘭多夫 遼寧 -0.960 -0.734 -1.013 0.920 -0.481 -0.51 14霍爾曼 廣廈 1.012 -1.426 -0.324 -1.098 -1.668 -0.52 15帕戈 廣廈 -0.885 -0.483 -1.297 -0.780 1.338 -0.55 16巴赫拉米 浙江 -0.581 -0.869 -0.981 -0.642 0.525 -0.57 17科頓 新疆 -0.792 1.019 -1.659 -0.710 -1.041 -0.60 18

從表5輸出結(jié)果來分析：主成分1前八的球員中山東隊的比斯利得分最高2.811分；布萊切、馬布里、哈里斯三人因子得分十分接近，相互間不存在顯著性差異；哈達迪、迪奧古、杰特四人因子得分相當，不存在顯著性差異；得分最高的布萊切與其他球員間存在顯著性差異，布萊切等三人又與哈達迪等三人存在顯著性差異。主成分1主要包括二分命中次數(shù)、得分、二分出手次數(shù)、搶斷。結(jié)合技術(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：前八中球員間的得分不存在差異，最大差異主要表現(xiàn)在二分出手次數(shù)、二分命中次數(shù)；山東隊的比斯利以場均24.3的二分出手次數(shù)、12.7的命中次數(shù)高居榜首，季后賽表現(xiàn)搶眼的哈德森、迪奧古場均二分出手次數(shù)僅有 9.6、9.5次，這樣的數(shù)據(jù)影響了最準的因子得分。主成分 2前八的球員中遼寧隊的哈德森得分最高2.041分；布萊切、馬布里、哈里斯、迪奧古、杰特因子得分十分接近，相互間不存在顯著性差異，哈達迪得分最低僅為-0.646分；哈德森因子得分與其他球員間存在顯著性差異。主成分2主要包括三分出手次數(shù)、三分命中次數(shù)。身為中鋒的哈達迪受限于位置、戰(zhàn)術(shù)、自身特點等的限制，因子得分固然低；相反地，哈德森有場均 12.1次的三分出手次數(shù)及4.1次的命中次數(shù)。主成分3前八的球員中山東隊的杰特得分最高1.468分；哈達迪、馬布里、哈里斯得分相近不存在顯著性差異；山東隊的比斯利得分最低僅為-0.762，與其他七位球員在因子得分上存在顯著性差異。主成分3主要包括罰球命中次數(shù)、罰球次數(shù)。作為前鋒的比斯利場均只有5.3次罰球，雖然命中率高達81.1%，一味地追求高命中率而限制了罰球次數(shù)，也應(yīng)該考慮個人技術(shù)特點、戰(zhàn)術(shù)需要、防守強度等因素。主成分4前八的球員中四川隊的哈達迪以2.211分高居榜首；其他球員與其存在巨大地差距。主成分4主要包括蓋帽、籃板。哈里斯、哈德森、馬布里、杰特四名后衛(wèi)受限于自身技戰(zhàn)術(shù)特點因子得分、場均數(shù)據(jù)均很低；相反，哈達迪以場均1.9次蓋帽、17.5個籃板領(lǐng)先所有球員；因此，因子得分最高。主成分 5前八的球員中遼寧隊的哈德森得分最高 1.068分；因子得分前四位前球員與后四位球員間存在差異，組內(nèi)球員間不存在差異。主成分5主要包括助攻、失誤、犯規(guī)?；乜磮鼍夹g(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，助攻多、失誤少、犯規(guī)少因子得分相對較高。

2.3.3 外援綜合評價

13項技術(shù)統(tǒng)計指標不同程度地歸屬于5個主成分，從不同的方面解釋18名外援的競技水平。綜合得分是對18名球員季后賽競技水平的綜合評價，具體得分及排名詳見表5。競技水平綜合得分排名前八位的球員分別山東隊比斯利、遼寧隊哈德森、新疆隊布萊切、四川隊哈達迪、北京隊馬布里、四川隊哈里斯、廣東隊迪奧古、山東隊杰特；綜合得分分別是0.96、0.68、0.45、0.39、0.29、0.22、0.21、0.10。通過數(shù)據(jù)及其比賽錄像，綜合得分及排名基本上能解釋15-16賽季季后賽外援競技水平的總體水平。

對比季后賽總決賽遼寧、四川兩支球員的外援：前八中遼寧隊只有哈德森一人，四川隊有哈達迪、哈里斯兩名，且綜合排名十分接近（第四、第六）；另一名四川外援綜合排名第9，遼寧外援蘭多夫排名第14。四川外援場均貢獻25.9分，遼寧外援場均貢獻22.8分；場均3.1分的差距往往會左右比賽的勝負。

在所有5個主成分中，山東隊比斯利、遼寧隊哈德森、四川隊哈里斯各項因子得分相對較高，綜合能力強，屬于攻守均衡型；其他球員不同程度地表現(xiàn)出攻強守弱、攻弱守強的內(nèi)型。與此同時，由于各支球隊對外援使用的策略、技戰(zhàn)術(shù)的需要、臨場發(fā)揮等原因表現(xiàn)內(nèi)型有所不同；就個人攻守內(nèi)型而言趨于均衡是最為理想的狀態(tài)。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

（1）季后賽外援的競技水平表現(xiàn)在五個公因子，提取的五個公因子，累積貢獻率為89.327%。主成分1累計貢獻率高達24.681%，應(yīng)視為衡量外援競技水平的主要因子。

（2）二分球?qū)φ麄€球隊的貢獻最大，其命中次數(shù)是衡量一個球員進攻能力的首要指標；13項統(tǒng)計指標的得分與主成分載荷值一覽表中各指標與主成分保持一致；根據(jù)因子得分及綜合得分數(shù)據(jù)分析，攻守均衡型是一個球員最理想的狀態(tài)。

3.2 建議

（1）外援在得分上不存在顯著性差異，各俱樂部在外援的選擇上因充分參考綜合得分，越高越好；其次選擇攻守均衡型球員。對繼續(xù)效力俱樂部的外援進行針對性的訓練，不同程度補強五個主成分得分，最終獲得較高的綜合得分。

（2）國內(nèi)球員應(yīng)加強與外援的交流學習，俱樂部在這一方面應(yīng)制定出可操作的措施；借鑒外援的綜合分析數(shù)據(jù)，全面解析自身的不足，制定具體提升方案；訓練、比賽中嚴格要求，借助高水平聯(lián)賽以及先進的訓練方法，全面提升自身的競技水平。

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Analysis on Competitive Level by Foreign Aid in the Playoffs of 2015-2016 CBA Season

WU Ya-ting, et al.
(Hubei University of Medicine, ShiYan 442000, Hubei, China)

In this paper, through the methods of literature documentation, video observation method, mathematical statistics ,comparative analysis; In the playoffs aid exhibited competitive level as the research object, the competitive level of aid to 18 conducted a comprehensive analysis of its competitive level of factor analytic features.By analyzing identify gaps exist between the clubs of foreign aid, aimed at the development of the domestic players, foreign aid selection of reference.

CBA; playoff; foreign aid; competitive level

湖北醫(yī)藥學院研究生啟動基金資助計劃項目2013QDJRW08(湖醫(yī)藥發(fā)行[2013]58號)。

吳亞婷（1987-），湖北十堰人，碩士，助教，研究方向：體育人文社會學。

喻林（1981-），湖北十堰人，碩士，助教，研究方向：體育教育訓練學。