許春煌

(集美大學(xué)體育學(xué)院，福建 廈門 361021)

1 研究對象與研究方法

1.1 研究對象

以2019年男籃世界杯中國隊(duì)作為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

通過圖書館、中國知網(wǎng)搜集籃球競賽的學(xué)術(shù)專著、學(xué)術(shù)論文等文獻(xiàn)，從國際籃聯(lián)2019年男籃世界杯官方英文網(wǎng)站(http://www.fiba.basketball/basketball worldcup/2019)獲取本研究所需的球隊(duì)攻防技術(shù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

運(yùn)用SPSS19.0“統(tǒng)計(jì)產(chǎn)品與服務(wù)解決方案”軟件對攻防技術(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，包含逐步回歸分析、相關(guān)分析、比較均值T檢驗(yàn)等方法。

1.2.3 比較分析法

對中國隊(duì)與8強(qiáng)球隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)作對比分析。

1.2.4 錄像觀察法

反復(fù)觀看中國隊(duì)全部5場比賽的實(shí)況錄像，對其攻防能力作客觀分析與評價。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 攻防技術(shù)指標(biāo)逐步回歸分析模型

逐步回歸分析是多元線性回歸分析的一種變量分析方式，應(yīng)用于研究的問題有一組自變量(解釋變量)X1，X2，X3…Xn對一個因變量Y共同發(fā)生作用時，利用多元回歸建立Y與諸多X之間關(guān)系的線性函數(shù)模型，使用逐步篩選的辦法，剔除回歸分析中一些對因變量Y不起作用(或作用很小)的自變量，留下顯著性作用的自變量[1]。

在籃球競技比賽中，球隊(duì)最終獲得的比賽名次受不同因素的影響，其中球隊(duì)的攻防技術(shù)指標(biāo)與比賽名次之間存在相互依賴的定量關(guān)系。運(yùn)用逐步回歸分析能更加系統(tǒng)準(zhǔn)確地把握各項(xiàng)指標(biāo)對球隊(duì)比賽名次影響的重要程度。本研究以球隊(duì)比賽名次為因變量Y，17個攻防技術(shù)指標(biāo)為自變量X(得分為X1、總投中為X2、總投命中率為X3、二分球投中為X4、二分球命中率為X5、三分球投中為X6、三分球命中率為X7、罰球投中為X8、罰球命中率為X9、助攻為X10、失誤為X11、前場籃板球?yàn)閄12、后場籃板球?yàn)閄13、失分為X14、搶斷為X15、蓋帽為X16、犯規(guī)為X17)，建立因變量Y(球隊(duì)比賽名次)與自變量X(球隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo))關(guān)系的多元回歸分析數(shù)學(xué)模型(回歸方程)[2]：

2.2 對中國隊(duì)比賽名次影響最為顯著的攻防技術(shù)指標(biāo)

對2019年男籃世界杯全部32支參賽隊(duì)17個攻防技術(shù)指標(biāo)的逐步回歸分析，共產(chǎn)生了三個回歸模型(表1)，依次引入了助攻、失分、罰球命中率3項(xiàng)指標(biāo)，總計(jì)剔除了14項(xiàng)指標(biāo)。表2數(shù)據(jù)顯示，引入這三個變量的t檢驗(yàn)P值(Sig.)均小于0.05，達(dá)到了顯著性水平，以第三個回歸模型建立如下回歸方程：

表1 2019年男籃世界杯各球隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo)與比賽名次關(guān)系逐步回歸引入變量表

表2 2019年男籃世界杯各球隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo)與比賽名次逐步回歸引入變量表模型匯總

Y比賽名次=29.511-0.975×X助攻+0.562×X失分-0.542×X罰球命中率

以此回歸方程計(jì)算球隊(duì)比賽名次的得分值，按得分值高低排序并轉(zhuǎn)換成預(yù)測球隊(duì)的理論比賽名次(表3)，運(yùn)用斯皮爾曼(Spearman)等級相關(guān)分析法，對球隊(duì)實(shí)際比賽名次與預(yù)測名次這兩組變量作相關(guān)性分析。表4數(shù)據(jù)顯示，2019男籃世界杯各球隊(duì)實(shí)際比賽名次與回歸方程預(yù)測名次的相關(guān)系數(shù)r為0.765，顯著性水平檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.000，<0.01，表明球隊(duì)實(shí)際比賽名次與預(yù)測名次高度相關(guān)，并具有非常顯著的意義。其中，中國隊(duì)回歸方程得分值為49.39，秩次23，回歸方程預(yù)測名次為23，與實(shí)際獲得比賽的第24名的名次高度接近。因此，回歸分析的函數(shù)模型所確定的助攻、失分、罰球命中率這三項(xiàng)指標(biāo)，對中國隊(duì)比賽名次的影響最為顯著，對這三項(xiàng)指標(biāo)的分析結(jié)果較為科學(xué)準(zhǔn)確。

表3 2019年男籃世界杯各球隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo)預(yù)測比賽名次表

表4 2019年男籃世界杯各球隊(duì)比賽名次與預(yù)測名次相關(guān)性檢驗(yàn)矩陣表

2.3 中國隊(duì)攻防技術(shù)指標(biāo)分析

2.3.1 助攻指標(biāo)分析

在籃球比賽中，場上一名隊(duì)員控制一個活球，并將球傳給另一名隊(duì)員，由其直接投籃或上籃得分，這一次傳球即為助攻。

21世紀(jì)以來，以西班牙、法國、塞爾維亞、阿根廷等歐美強(qiáng)隊(duì)為代表，在陣地進(jìn)攻中多以機(jī)動進(jìn)攻代替固定戰(zhàn)術(shù)配合，在強(qiáng)調(diào)突出隊(duì)員個人攻擊能力的基礎(chǔ)上，以迅速的人、球轉(zhuǎn)移，大量的掩護(hù)，連續(xù)的突破，精準(zhǔn)的中遠(yuǎn)距離投籃作為主要攻擊手段[4]，形成了通過全體隊(duì)員的共同參與，創(chuàng)造多機(jī)會、多方向、多區(qū)域、多路線、多點(diǎn)獲得最佳、最有利于投籃得分的整體籃球進(jìn)攻戰(zhàn)術(shù)打法[5]。整體籃球在國際籃壇上的地位已被證明是合理且成功的，并形成競技籃球新的發(fā)展潮流，其理念也值得中國籃球發(fā)展所借鑒[6]。

整體籃球具有講究整體配合、進(jìn)攻范圍越來越廣、助攻次數(shù)越來越多、助攻指標(biāo)對比賽勝負(fù)的影響越來越大的進(jìn)攻特點(diǎn)[7]。表2數(shù)據(jù)顯示，2019年男籃世界杯中，對比賽名次影響最大的技術(shù)指標(biāo)是助攻，其偏回歸系數(shù)為-0.975，絕對值接近1，顯著性水平檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.015，<0.05，表明助攻指標(biāo)與球隊(duì)比賽名次具有高度線性關(guān)系，在95 %置信區(qū)間有顯著性意義?？傮w而言，助攻指標(biāo)越優(yōu)的球隊(duì)，其比賽的名次值越小，成績越好。由此說明，當(dāng)代男子籃球優(yōu)秀強(qiáng)隊(duì)具有更強(qiáng)的進(jìn)攻整體性，進(jìn)攻配合更加默契、高效，助攻指標(biāo)對比賽名次的影響最為顯著。

表5數(shù)據(jù)顯示，中國隊(duì)在本屆世界杯比賽中場均助攻15.2次，比8強(qiáng)球隊(duì)的20.9次少5.7次，均值比較顯著性檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.001，<0.01，差距非常顯著。因此，中國隊(duì)的助攻能力與當(dāng)今世界強(qiáng)隊(duì)的差距較大，隊(duì)員在瞬息萬變的高速移動、高強(qiáng)度對抗中，準(zhǔn)確捕捉攻擊契機(jī)，避開防守隊(duì)員的制約，應(yīng)時將球巧妙地傳到遠(yuǎn)離防守一側(cè)的同伴以創(chuàng)造有利投籃時機(jī)的能力不足，反映出球隊(duì)的進(jìn)攻整體性仍然較差。

表5 2019年男籃世界杯中國隊(duì)與8強(qiáng)球隊(duì)三項(xiàng)攻防技術(shù)指標(biāo)對比表

助攻是為同伴創(chuàng)造成功的能夠直接投籃得分的傳球，助攻的效果如何，與同伴的投籃能力有著一定的內(nèi)在關(guān)系。運(yùn)用SPSS軟件對助攻與二分球投中及命中率、三分球投中及命中率4個指標(biāo)數(shù)據(jù)的相關(guān)性進(jìn)行分析，計(jì)算皮爾遜(Pearson)相關(guān)系數(shù)(r)，并做顯著性水平雙尾檢驗(yàn)(P)，如表6數(shù)據(jù)顯示：有3個投籃指標(biāo)與助攻顯著相關(guān)，相關(guān)密切程度由大到小依次為三分球投中(r=0.765，P=0.000，<0.01)、二分球命中率(r=0.706，P=0.000，<0.01)、三分球命中率(r=0.648，P=0.000，<0.01)。雖然二分球投中指標(biāo)與助攻的相關(guān)性檢驗(yàn)P=0.012，<0.05，但相關(guān)系數(shù)(r)僅為0.439，小于0.5，可認(rèn)為相關(guān)度不高。顯然，隊(duì)員的投籃命中率及外線三分球投中次數(shù)與助攻有較高的線性相關(guān)性，在95 %置信區(qū)間有非常顯著的意義。這說明助攻能力強(qiáng)的球隊(duì)同時具備較高的投籃命中率及外線遠(yuǎn)投三分球的能力。

表6 2019年男籃世界杯助攻與投籃指標(biāo)相關(guān)性檢驗(yàn)矩陣表

表7數(shù)據(jù)顯示，與助攻相關(guān)性最高的三分球投中指標(biāo)中，中國隊(duì)場均投中5.4個三分球，比8強(qiáng)球隊(duì)少3.9個，顯著性檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.000，< 0.01，差距非常顯著；三分球命中率為26.2 %，比8強(qiáng)球隊(duì)低10.5個百分點(diǎn)，顯著性檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.000，< 0.01，差距非常顯著；三分球得分占總得分的比率為22.8 %，比8強(qiáng)球隊(duì)少10個百分點(diǎn)，顯著性檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.000，< 0.01，存在非常顯著的差距。顯然，中國隊(duì)外線遠(yuǎn)投三分球的能力遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于前8名球隊(duì)，差距非常顯著。

表7 2019年男籃世界杯中國隊(duì)與8強(qiáng)球隊(duì)投籃指標(biāo)對比表

本屆世界杯官方數(shù)據(jù)顯示，全部32支參賽球隊(duì)的三分球平均命中率為33.5 %，三分球得分的比率達(dá)到31 %，優(yōu)秀強(qiáng)隊(duì)不論是身材高大的中鋒、大前鋒，還是快速靈活的小前鋒和后衛(wèi)隊(duì)員，均具備較為精準(zhǔn)且穩(wěn)定的外線三分遠(yuǎn)投能力，有效攻擊球籃的距離不斷擴(kuò)大已成為當(dāng)代男子籃球進(jìn)攻技術(shù)的典型特征。冠軍西班牙隊(duì)有5名隊(duì)員場均投中三分球數(shù)達(dá)到1個以上(含1個)，其中，后衛(wèi)費(fèi)爾南德斯場均1.9個，命中率高達(dá)41.7 %；大前鋒埃爾南戈麥斯場均達(dá)到1.4個，命中率44 %。亞軍阿根廷隊(duì)也有5名隊(duì)員場均投中三分球數(shù)達(dá)到1個以上，投中最多的是后衛(wèi)坎帕索，場均2.2個，命中率高達(dá)39.1 %；大前鋒斯科拉，場均1.4個，命中率37.9 %。季軍法國隊(duì)則有6名隊(duì)員場均投中三分球數(shù)達(dá)到1個以上，投中最多的是后衛(wèi)富尼耶，場均2個，命中率高達(dá)41 %。獲得本屆比賽第四名的澳大利亞隊(duì)也有5名隊(duì)員場均投中三分球數(shù)達(dá)到1個以上，投中最多的是后衛(wèi)米爾斯，場均2.9個，命中率達(dá)到了40.4 %。反觀中國隊(duì)，場均投中三分球達(dá)到1個以上的隊(duì)員僅有2人，分別是后衛(wèi)方碩，場均投中1.4個，命中率為29.2 %；大前鋒易建聯(lián)投中1.0個，命中率35.7 %。顯然，在隊(duì)員的外線三分遠(yuǎn)投能力這一技術(shù)指標(biāo)上，中國隊(duì)與世界強(qiáng)隊(duì)差距巨大。

在與助攻相關(guān)性較高的二分球命中率指標(biāo)方面，中國隊(duì)場均52.3 %，比8強(qiáng)球隊(duì)低1.9個百分點(diǎn)，顯著性檢驗(yàn)Sig.(雙側(cè))為0.222，> 0.05，差距不顯著。這表明中國隊(duì)二分球投籃命中率已接近8強(qiáng)球隊(duì)的平均水平，差距并不顯著。

綜上所述，中國隊(duì)助攻能力與世界強(qiáng)隊(duì)存在非常顯著的差距,這與外線三分球遠(yuǎn)投能力弱具有很高的相關(guān)性。

2.3.2 失分指標(biāo)分析

失分是一支球隊(duì)防守技戰(zhàn)術(shù)綜合運(yùn)用效果的具體量化指標(biāo)，它直接體現(xiàn)了球隊(duì)防守體系對比賽對手進(jìn)攻行動整體的制約與控制能力。從逐步回歸引入變量模型匯總(表2)可以看出，失分是對球隊(duì)比賽名次影響最顯著的第二項(xiàng)技術(shù)指標(biāo)，偏回歸系數(shù)為0.562，Sig.(雙側(cè))檢驗(yàn)為0.001，<0.01，表明失分指標(biāo)與球隊(duì)比賽名次具有顯著的線性關(guān)系，防守能力強(qiáng)失分少的球隊(duì)比賽名次更優(yōu)。

表8數(shù)據(jù)顯示，失分與后場籃板球、搶斷、蓋帽指標(biāo)相關(guān)系數(shù)r分別為-0.431、-0.380、-0.419，絕對值均低于0.5，雙尾檢驗(yàn)(P)<0.05，具有顯著性意義。這表明本屆世界杯球隊(duì)失分與后場籃板球、搶斷、蓋帽這三項(xiàng)指標(biāo)存在弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，密切程度較低，各參賽球隊(duì)的防守技術(shù)指標(biāo)并不均衡，既有強(qiáng)項(xiàng)也有短板。失分與犯規(guī)指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)r為-0.097，絕對值接近于0，雙尾檢驗(yàn)(P)為0.597，>0.05，兩者不相關(guān)。失分的多與少，與犯規(guī)次數(shù)幾乎沒有線性的趨勢一致性，即球隊(duì)在一定的合理范圍值內(nèi)的犯規(guī)，并不會造成更多的失分。因此，在當(dāng)今高水平的籃球競技比賽中，為了給予對手極大的防守壓力，隊(duì)員采用貼身拼斗式、高強(qiáng)度、攻擊性緊逼防守的方式已成為常態(tài)，場上隊(duì)員的身體碰撞與對抗更為頻繁和激烈。甚至有球員為了防止對方完成既定的戰(zhàn)術(shù)配合，會通過適時實(shí)施戰(zhàn)術(shù)犯規(guī)以達(dá)到阻止對手得分的目的，由此造成的犯規(guī)次數(shù)也有所增多。[8]統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，本屆世界杯失分最少的前16名球隊(duì)平均每場累積犯規(guī)20次，平均單節(jié)犯規(guī)5次，根據(jù)《籃球規(guī)則》的相關(guān)規(guī)定，恰好進(jìn)入全隊(duì)犯規(guī)處罰狀態(tài)，既充分合理利用比賽規(guī)則以阻斷對手的進(jìn)攻，也不會因過多的犯規(guī)給予對手罰球得分的機(jī)會，這樣的犯規(guī)次數(shù)對增強(qiáng)防守實(shí)效、減少失分是合理而有效的。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，中國隊(duì)場均犯規(guī)21.8次，相對較多，由此多給對手罰球得分3.1分，對控制失分產(chǎn)生一定程度的負(fù)面影響。

表8 2019年男籃世界杯失分與四項(xiàng)防守指標(biāo)相關(guān)性檢驗(yàn)矩陣表

中國隊(duì)平均每場失分73分，比8強(qiáng)球隊(duì)少3.1分，Sig.(雙側(cè)) >0.05，無顯著性差異。表9數(shù)據(jù)顯示，中國隊(duì)場均搶斷8.8次，比8強(qiáng)球隊(duì)多1.8次，Sig.(雙側(cè)) < 0.05，有顯著差異。顯然，搶斷是中國隊(duì)的防守強(qiáng)項(xiàng)，優(yōu)于比賽8強(qiáng)球隊(duì)的平均值。搶后場籃板球是中國隊(duì)的防守短板，場均25.4個，比8強(qiáng)球隊(duì)少2.6個，Sig.(雙側(cè)) < 0.01，差距非常顯著。中國隊(duì)的防守蓋帽能力稍弱于8強(qiáng)球隊(duì)，差距不顯著，與8強(qiáng)球隊(duì)實(shí)力相當(dāng)。從立陶宛外教尤納斯為中國隊(duì)引入全新的整體防守理念，強(qiáng)調(diào)防守的對抗性、整體性和韌性，建立“防守掩護(hù)延誤、輪轉(zhuǎn)協(xié)防和補(bǔ)防”的防守體系，再到鄧華德主教練強(qiáng)調(diào)防守動作的兇悍性和持續(xù)性，以及宮魯鳴倡導(dǎo)“以守帶攻”“用兇悍的防守‘掐死’對手的后衛(wèi)和鋒線”的戰(zhàn)術(shù)思想[9]，歷經(jīng)十幾年的總結(jié)與發(fā)展，中國隊(duì)在防守理念、身體對抗、移動速率、戰(zhàn)術(shù)體系等方面已逐步向世界強(qiáng)隊(duì)靠近。綜上，本屆世界杯中國隊(duì)以優(yōu)秀的搶斷能力彌補(bǔ)了搶后場籃板球能力的不足，場均失分較少，失分秩次排名第5，整體防守質(zhì)量較高。

2.3.3 罰球命中率指標(biāo)分析

罰球是在比賽中給予一名隊(duì)員從罰球線后半圓內(nèi)的位置上，在無爭搶的情況下得1分的機(jī)會，是不受比賽對手?jǐn)_亂的一次投籃。[10]罰籃命中率受隊(duì)員投籃技術(shù)水平、體能、比賽環(huán)境、比賽性質(zhì)和任務(wù)、心理抗壓能力等多種因素影響，在世界最高水平的籃球比賽中，導(dǎo)致罰球命中率差異的主要影響因素是隊(duì)員適應(yīng)比賽的心理素質(zhì)。[11]本屆世界杯32支球隊(duì)的場均罰球得分占全部得分的17.3 %，罰球成為球隊(duì)得分的重要手段，也成為左右比賽勝負(fù)的關(guān)鍵因素，有些雙方實(shí)力相當(dāng)?shù)谋荣悾P球得分甚至直接影響到最終勝負(fù)。表2數(shù)據(jù)顯示，罰球命中率是影響球隊(duì)比賽名次的第三項(xiàng)重要技術(shù)指標(biāo)，偏回歸系數(shù)為-0.542，Sig.(雙側(cè))檢驗(yàn)<0.05，表明罰球命中率與球隊(duì)比賽名次呈顯著負(fù)相關(guān)線性關(guān)系，罰球命中率越高的球隊(duì)其比賽名次越好。

中國隊(duì)場均罰球命中率為64.8 %，與8強(qiáng)球隊(duì)存在非常顯著的差距：場均低11.8個百分點(diǎn)，Sig.(雙側(cè)) < 0.01。在對陣波蘭隊(duì)這場爭奪小組出線權(quán)的關(guān)鍵比賽中，中國隊(duì)罰球命中率僅63.6 %，而波蘭隊(duì)則達(dá)到了71 %。比賽第四節(jié)最后13.8秒，兩隊(duì)進(jìn)入以罰球決定勝負(fù)的關(guān)鍵階段，中國隊(duì)4罰3中，波蘭隊(duì)6罰5中。在加時賽中，中國隊(duì)僅4罰1中，而波蘭隊(duì)6罰5中，最終導(dǎo)致中國隊(duì)以3分劣勢告負(fù)。在這一罰球?qū)怪校袊?duì)罰球命中率僅為50 %，反觀波蘭隊(duì)卻表現(xiàn)出較高的穩(wěn)定性，命中率高達(dá)83.3 %。因此，罰球命中率低是中國隊(duì)比賽名次欠佳的重要因素之一。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

(1)逐步回歸分析結(jié)果表明，助攻、失分、罰球命中率這三項(xiàng)攻防技術(shù)指標(biāo)對中國隊(duì)在2019年男籃世界杯比賽名次的影響最為顯著。

(2)助攻能力弱是中國隊(duì)比賽名次欠佳的最主要原因，進(jìn)攻整體配合默契度較差，場均助攻15.2次，比8強(qiáng)球隊(duì)少5.7次，存在非常顯著的差距，這一差距與隊(duì)員外線三分球遠(yuǎn)投能力低下具有較高的相關(guān)性。

(3)中國隊(duì)場均失分僅73分，比8強(qiáng)球隊(duì)均值少3.1分，失分秩次排名第5，整體防守質(zhì)量較高，已接近世界強(qiáng)隊(duì)水平。與失分指標(biāo)相關(guān)的搶斷能力是中國隊(duì)的防守強(qiáng)項(xiàng)，比8強(qiáng)球隊(duì)場均多1.8次，有顯著差異；搶后場籃板球能力則相對較弱，比8強(qiáng)球隊(duì)場均少2.6次，存在顯著差距。

(4)中國隊(duì)罰球命中率低，場均64.8 %，比8強(qiáng)球隊(duì)均值低11.8個百分點(diǎn)，存在非常顯著的差距，是導(dǎo)致比賽名次欠佳的另一個重要因素。

3.2 建議

(1)中國隊(duì)?wèi)?yīng)堅(jiān)定整體籃球的發(fā)展方向，重點(diǎn)解決隊(duì)員助攻能力弱、外線遠(yuǎn)投能力差的問題，提高全隊(duì)協(xié)同進(jìn)攻的默契程度。應(yīng)著重培養(yǎng)技術(shù)全面、機(jī)動靈活、能里能外的“位置模糊型”球員，改善高大隊(duì)員的中、遠(yuǎn)距離投籃能力和策應(yīng)能力，豐富進(jìn)攻手段，進(jìn)一步提升后衛(wèi)線隊(duì)員外線遠(yuǎn)投三分球的命中率和持球突破分球能力。

(2)中國隊(duì)?wèi)?yīng)始終堅(jiān)持高強(qiáng)度身體對抗的訓(xùn)練理念，縮小與世界強(qiáng)隊(duì)在核心力量、移動速率、彈跳素質(zhì)等方面的差距，提升爭搶后場籃板球的能力。應(yīng)完善罰球訓(xùn)練手段與方法，更加重視隊(duì)員適應(yīng)激烈比賽的抗壓心理訓(xùn)練，大幅度提高罰球命中率及穩(wěn)定性。

(3)應(yīng)從培養(yǎng)國內(nèi)本土球員具備攻堅(jiān)克難、能打硬仗的技戰(zhàn)術(shù)及心理能力長遠(yuǎn)目標(biāo)出發(fā)，修改完善CBA聯(lián)賽外籍球員使用方面的政策規(guī)定，改變當(dāng)前外籍球員主導(dǎo)比賽而多數(shù)本土球員上場時間較短、缺乏打關(guān)鍵球機(jī)會的現(xiàn)狀，讓更多的有天賦有潛力的本土球員在職業(yè)聯(lián)賽中得到更多的實(shí)戰(zhàn)鍛煉和被培養(yǎng)的機(jī)會。