宋德海

（鹽城師范學(xué)院，江蘇 鹽城 224002）

江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量指標(biāo)體系研究

宋德海

（鹽城師范學(xué)院，江蘇 鹽城 224002）

以江蘇省運(yùn)動技術(shù)學(xué)校、競技體育學(xué)校和業(yè)余體校在內(nèi)的 56名少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員為調(diào)查對象，運(yùn)用文獻(xiàn)資料法、問卷調(diào)查法、因子分析法、逐步回歸分析法、多元回歸分析法、數(shù)學(xué)建模法建立預(yù)測專項成績的專項力量指標(biāo)方程。結(jié)果表明：少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量素質(zhì)指標(biāo)體系主要由上肢快速擺動力量因子、軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)用力因子、下肢快速起跳力量因子組成；助跑五級單足跳、立定三級跳遠(yuǎn)、助跑五級跨步跳、后拋鉛球四項指標(biāo)可作為預(yù)測專項成績的專項力量指標(biāo)。

少年；男子甲組；跳遠(yuǎn)運(yùn)動員；專項力量；指標(biāo)體系

少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員是我國跳遠(yuǎn)項目發(fā)展的后備力量，因此建立少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量指標(biāo)體系是當(dāng)前科學(xué)訓(xùn)練形勢迅速發(fā)展的客觀要求，也是發(fā)展我國少年男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動水平的重要措施。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

本文抽取江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員 56人（主要是江蘇省運(yùn)動技術(shù)學(xué)校、競技體育學(xué)校和業(yè)余體校的運(yùn)動員）為調(diào)查對象。運(yùn)動員專項成績達(dá)國家二級或超過二級水平，但還未達(dá)到國家一級或健將級水平。年齡為16～ 17歲少年甲組；訓(xùn)練年限3～ 6年，從事專項訓(xùn)練的年限為 2～ 3 年，他們的專項水平基本上代表了江蘇省少年甲組男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員的水平。

1.2 研究方法

本文在文獻(xiàn)資料法的基礎(chǔ)上擬訂了29項文獻(xiàn)中出現(xiàn)的指標(biāo)作為原始指標(biāo)，采用問卷調(diào)查法對全國體育院校從事跳遠(yuǎn)項目教學(xué)、訓(xùn)練和研究方面的教授、副教授及體校教練員進(jìn)行問卷調(diào)查，最終確定12項測試指標(biāo)。對56人的測試數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析、逐步回歸分析、多元回歸分析，利用數(shù)學(xué)建模理論建立預(yù)測專項成績方程。

2 結(jié)果與分析

2.1 江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量訓(xùn)練現(xiàn)狀的調(diào)查與分析

2.1.1 專項力量素質(zhì)指標(biāo)調(diào)查與測試

對篩選出的12項專項力量素質(zhì)指標(biāo)進(jìn)行測試，每名運(yùn)動員測試3次取其最好成績，然后計算出56名運(yùn)動員各專項力量素質(zhì)指標(biāo)的平均值，同樣運(yùn)用SPSS計算出標(biāo)準(zhǔn)差，并獲得運(yùn)動員的各指標(biāo)的最大值與最小值，具體情況見表1。通常來說運(yùn)動員的專項成績越高，它的專項力量水平也就越高。

表1 江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量指標(biāo)及專項成績測試表

2.1.2 專項力量素質(zhì)指標(biāo)間的相關(guān)性分析

要想科學(xué)、合理地建立與專項成績密切相關(guān)的專項力量素質(zhì)訓(xùn)練模型，在專項力量素質(zhì)指標(biāo)的篩選上一定要具有科學(xué)性和有效性，指標(biāo)篩選原則上要符合運(yùn)動員的共性特征。本文運(yùn)用SPSS軟件中的相關(guān)分析，對 12 項專項力量素質(zhì)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，建立兩兩指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)矩陣 R。為了使原始指標(biāo)所包含的信息不被丟失，在旋轉(zhuǎn)前取 R 陣的特征值大于 0.1 者構(gòu)建因子，再采用 Kaiser 正規(guī)化最大變異法，得出旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。

從表2可以看出，專項力量素質(zhì)指標(biāo)兩兩之間的相關(guān)關(guān)系以及各專項力量素質(zhì)指標(biāo)與專項成績之間的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)性r是在0～ 1之間取值。當(dāng)r值接近于1時，說明兩指標(biāo)間的相關(guān)性較高；當(dāng)r值接近0時，說明兩指標(biāo)間的相關(guān)性較低。從表2結(jié)果顯示，與運(yùn)動員專項成績最為相關(guān)的7項專項力量素質(zhì)指標(biāo)是：助跑五級單足跳遠(yuǎn)r=0.968，立定三級跳遠(yuǎn)r= 0.952，其次是跳深跳遠(yuǎn)r= 0.936，助跑五級跨步跳r= 0.906，立定五級跨步跳r= 0.884，負(fù)重連續(xù)弓箭步換腿跳r=0.868，連續(xù)雙腿跳五欄架r=- 0.809。因為這7項專項力量指標(biāo)與運(yùn)動員的專項成績相關(guān)性高。

表2 江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量指標(biāo)與專項成績的相關(guān)系數(shù)矩陣

表3為樣本適當(dāng)性度量的檢驗。KMO用于衡量變量的相關(guān)程度的，其值應(yīng)介于0～ 1之間，當(dāng) KMO 趨近于1 時，表明變量間的共同因素越多，資料越適合作因子分析；當(dāng)KMO 如果小于0.5時，認(rèn)為它是不可接受的，即所取變量不適合進(jìn)行因子分析。從表3中可以看出，KMO 值為0.766，說明所選變量間的共同因素較多，適合作因子分析。Bartlett 球形檢驗用于檢驗相關(guān)矩陣是否為單位矩陣，表明因子模型是否合適。結(jié)果顯示Bartlett 的卡方檢驗統(tǒng)計量的顯著性概率小于 0.01，同樣說明所選指標(biāo)間具有相關(guān)性，適合作因子分析。

表3 KMO 和 Barteltt 球形檢驗結(jié)果

依據(jù)統(tǒng)計學(xué)原理可知，只要P<0.05，表明該項指標(biāo)與運(yùn)動成績相關(guān)具有顯著意義。從表2中可以看出，30秒持啞鈴擺臂、抓舉杠鈴、負(fù)重連續(xù)弓箭步換腿跳、高翻杠鈴、后拋鉛球、跳深跳遠(yuǎn)、助跑五級單足跳、立定三級跳遠(yuǎn)、助跑五級跨步跳、連續(xù)雙腿跳五欄架、立定五級跨步跳11項指標(biāo)可入選。P< 0.01，說明它們與專項成績關(guān)系較為密切，所以在少年男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員的專項力量訓(xùn)練過程中應(yīng)加以重視。

2.1.3 敏感專項力量素質(zhì)指標(biāo)的確定從眾多采用的訓(xùn)練指標(biāo)中找出少數(shù)幾個指標(biāo)，它們既能準(zhǔn)確反映項目特征，又與專項成績的發(fā)展較密切的具有代表性的指標(biāo)，這種指標(biāo)叫敏感指標(biāo)。本文研究的主要目的是從眾多測試指標(biāo)中選出能夠反映少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量素質(zhì)發(fā)展水平的敏感指標(biāo)，并建立預(yù)測專項成績的模式方程，教練員根據(jù)預(yù)測模型中各敏感指標(biāo)成績的變化來檢查和評定運(yùn)動員的專項成績。找出方程中各指標(biāo)的發(fā)展水平，以便教練員在訓(xùn)練過程中有針對性的訓(xùn)練，從而達(dá)到控制整個訓(xùn)練過程。因此，專項力量素質(zhì)評價指標(biāo)的選定應(yīng)要求準(zhǔn)確地反映專項所需運(yùn)動素質(zhì)的特點(diǎn)，既能準(zhǔn)確地反映運(yùn)動成績，又不能過于重復(fù)，以便于教練員在實(shí)施測量時容易測試。

從表2可以看出，各項專項力量素質(zhì)指標(biāo)與跳遠(yuǎn)專項成績之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值相關(guān)性較大，P<0.05。這說明由專家篩選出來的專項力量素質(zhì)指標(biāo)與跳遠(yuǎn)專項成績的相關(guān)性比較大，即所測得的 12 項指標(biāo)中的 11項專項力量素質(zhì)指標(biāo)對跳遠(yuǎn)專項成績的有顯著影響，說明由專家選定的影響少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項成績的專項力量素質(zhì)指標(biāo)是合理的、可靠的。但通過進(jìn)一步計算可知，11項專項力量素質(zhì)指標(biāo)對專項成績的影響具有相互重疊的作用，有必要進(jìn)一步分離出影響專項成績的獨(dú)立因子。所以，本文運(yùn)用SPSS軟件來計算專項力量素質(zhì)指標(biāo)相關(guān)矩陣的特征值與貢獻(xiàn)率。根據(jù)統(tǒng)計學(xué)規(guī)律可以得出，只要特征值大于1，并且累計貢獻(xiàn)率在85%以上的幾個成分，就基本上包含了絕大部分評定指標(biāo)的信息。

由表4可知，旋轉(zhuǎn)后大于 1 的特征值共有3個公共因子，且累計貢獻(xiàn)率已達(dá)到 88.208%，符合統(tǒng)計學(xué)原理累計貢獻(xiàn)率≥85%，說明對原始信息的解釋已達(dá)到相當(dāng)高的程度。表5為初始3個因子各指標(biāo)的載荷矩陣。由表5可以看出，旋轉(zhuǎn)前3個因子中各指標(biāo)的載荷劃分不是很明顯，經(jīng)旋轉(zhuǎn)后3個因子中各指標(biāo)的載荷區(qū)分顯而易見。

從表4～表6可以看出，第一因子包含的信息量為50.740%，在這一因子中助跑五級單足跳遠(yuǎn)、立定三級跳遠(yuǎn)、跳深跳遠(yuǎn)、助跑五級跨步跳、立定五級跨步跳和負(fù)重連續(xù)弓箭步換腿跳，這6項指標(biāo)有較大載荷，在運(yùn)動員跳遠(yuǎn)過程中，從運(yùn)動員踏板到起跳腿離地瞬間，下肢肌肉由退讓到克制進(jìn)行快速的超等長收縮，肌肉的快速收縮力量對專項成績起著直接重要的影響作用。由于這6項指標(biāo)對運(yùn)動員的專項成績影響最大，因而稱其為下肢起跳腿快速起跳力量因子；第二因子包含的信息量為 25.999%，在這一因子中抓舉、高翻、后拋鉛球有較大的載荷，而這類指標(biāo)反映了運(yùn)動員的軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)用力水平，故稱為軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)用力因子；第三因子包含的信息量為11.469%，在這一因子中，30秒啞鈴快速擺臂這項指標(biāo)具有較大的載荷，而這類指標(biāo)反映了運(yùn)動員在起跳過程中上肢的快速擺動力量水平，因此被稱為上肢快速擺動力量因子。

表4 專項力量素質(zhì)指標(biāo)相關(guān)矩陣的特征值和貢獻(xiàn)率Total Variance Explained

表5 初始因子載荷矩陣Component Matrix（a）

表6 旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣Rotated Component Matrix（a）

由表7分析結(jié)果可知，下肢起跳腿快速起跳力量因子對江蘇省體少年甲組男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員運(yùn)動成績的影響最大，其次是軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)用力因子和上肢快速擺動力量因子。因此，江蘇省體少年甲組男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員要取得優(yōu)異的成績，就要在保證最完善的起跳技術(shù)的前提下，不斷提高起跳腿快速起跳力量練習(xí)。同時，應(yīng)該加強(qiáng)軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)配合用力的練習(xí)和上臂快速上擺的訓(xùn)練。為建立回歸方程，以及考慮少年運(yùn)動員的訓(xùn)練側(cè)重點(diǎn)是發(fā)展其快速力量，故應(yīng)該從3個因子中選出相關(guān)系數(shù)較大、作用相似的指標(biāo)選出作為代表，其他的篩掉。

表7 江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量指標(biāo)構(gòu)成的因子分析結(jié)果

2.2 江蘇省體少年甲組男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項成績預(yù)測模型的建立

逐步回歸方法就是利用事先給定的標(biāo)準(zhǔn)，逐一將具有顯著意義的自變量引入方程，同時對方程中的每一自變量進(jìn)行檢驗，剔除不具有顯著意義的變量，保證有效變量都引入方程。為此，運(yùn)用逐步回歸方法進(jìn)行篩選，剔除對專項成績發(fā)展貢獻(xiàn)率不大的指標(biāo)，建立運(yùn)動員敏感專項力量指標(biāo)的多元回歸方程。本文采用逐步回歸分析方法，建立以 Y 表示跳遠(yuǎn)專項成績，X表示自變量的線性方程，按照前面因子分析以及SPSS的逐步回歸分析的結(jié)果可知自變量有：X8助跑五級單足跳、X9立定三級跳遠(yuǎn)、X10助跑五級跨步跳、X5后拋鉛球可以進(jìn)入方程，由此可以得出四元回歸方程（表8）。

表8 敏感專項力量素質(zhì)指標(biāo)與專項成績多元回歸方程

從方程的標(biāo)準(zhǔn)誤差（Sy）來看，誤差范圍為 0.091，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 值為 0.978，說明方程的擬合程度較高，方程的回歸效果顯著（P<0.000）。為檢測方程的準(zhǔn)確性和預(yù)測度。本文運(yùn)用一名運(yùn)動員的4項專項力量指標(biāo)的實(shí)測成績帶入方程計算結(jié)果，并與其專項成績進(jìn)行比較，以此來檢驗方程的準(zhǔn)確度?，F(xiàn)用一名蘇州市競技體校運(yùn)動員王城某一階段的訓(xùn)練狀況來考察方程的準(zhǔn)確度。該運(yùn)動員一些專項力量指標(biāo)如下： 助跑五級單足跳遠(yuǎn)為18.60米；立定三級跳成績?yōu)?.32米；助跑五級跨步跳成績?yōu)?8.40米；后拋鉛球成績?yōu)?3.45米；專項成績?yōu)?.67米。將4項專項力量素質(zhì)指標(biāo)代入方程，通過計算得出該運(yùn)動員的理論成績?yōu)?.63274米，準(zhǔn)確度為99.4414%。

3 結(jié) 論

3.1 研究確定了江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員12項專項力量素質(zhì)指標(biāo)。江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項力量素質(zhì)指標(biāo)體系主要由上肢快速擺動力量因子、軀干與全身肌肉協(xié)調(diào)用力因子、下肢起跳腿快速起跳力量因子構(gòu)成。

3.2 研究提出了評價江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員運(yùn)動成績的專項力量素質(zhì)敏感指標(biāo)分別為助跑五級單足跳遠(yuǎn)、立定三級跳遠(yuǎn)、助跑五級跨步跳和后拋鉛球。建立了預(yù)測江蘇省少年男子甲組跳遠(yuǎn)運(yùn)動員運(yùn)動成績的專項力量素質(zhì)敏感指標(biāo)的回歸方程，Y=1.730+0.102x8+0.242x9+0.070x10-0.022x5。

[ 1 ] 馮樹勇.中國高水平跳遠(yuǎn)運(yùn)動員訓(xùn)練內(nèi)容體系的研究[M].北京：北京體育大學(xué)出版社，2006：36-40.

[ 2 ] 田麥久.運(yùn)動訓(xùn)練學(xué)[M].北京：人民體育出版社，2000：268.

[ 3 ] 程暉.我國優(yōu)秀男子跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項素質(zhì)指標(biāo)體系的研究[ J ].解放軍體育學(xué)院學(xué)報，2005（1）：20-23.

[ 4 ] 王永勝.談少年跳躍運(yùn)動員的力量素質(zhì)訓(xùn)練[ J ].社科縱橫，2002（5）：41-42.

[ 5 ] 呂季東.專項力量概念的界定[ J ].上海體育學(xué)院學(xué)報，2004（4）；46-48.

[ 6 ] 張萬壽.跳遠(yuǎn)專項力量研究的綜述[ J ].安徽體育科技，2005（3）：72-73.

[ 7 ] 虞重干.專項訓(xùn)練—田徑游泳[M].北京：高等教育出版社，2002：57.

[ 8 ] 周睿.我國青少年女子鉛球運(yùn)動員專項素質(zhì)指標(biāo)體系及評價標(biāo)準(zhǔn)的研究[D].武漢：武漢體育學(xué)院，2006.

[ 9 ] 何國民.實(shí)用統(tǒng)計方法及 SPSS 操作精要[M].武漢：武漢出版社，2002：256.

[ 10 ] 范秦海.男子110m欄運(yùn)動員身體素質(zhì)敏感指標(biāo)模型與成績預(yù)測[ J ].河北師范大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)版，2007（2）：88-91.

[ 11 ] 鄭麗君.談跳高運(yùn)動員的專項力量訓(xùn)練[ J ].北京體育大學(xué)學(xué)報，2003（4）：64-65.

[ 12 ] 孫俊生. 對目前我國優(yōu)秀男子三級跳遠(yuǎn)運(yùn)動員專項素質(zhì)訓(xùn)練水平綜合評價的研究[ J ].廣州體育學(xué)院學(xué)報，2004（2）；76-78.

G823.3

A

1674-151X（2011）03-030-04

投稿日期：2010-12-01

宋德海（1982～），助教。研究方向：體育教學(xué)與訓(xùn)練。

10.3969/j.issn.1674-151x.2011.03.013