我國校園足球教練員專業知識結構特征的研究

曲 晨

（東北師范大學，吉林 長春 130024）

黨的十八大以來，以習近平同志為總書記的黨中央把振興足球作為發展體育運動、建設體育強國的重要任務提上日程。體育強國夢是中國夢的組成部分，以校園足球推動體育強國建設作為中國特色的頂層設計，截至2018年，以教育部命名共計24 159所中小學校和136個縣（區）分別為全國青少年校園足球特色學校、校園足球試點縣（區）[1]。隨著新一輪校園足球的實施，足球在我國各級各類學校中受到了空間的重視。“新校園足球”的實施為學校足球運動的開展提供了良好的政策環境，而國家新校園足球頂層設計的提出又為青少年足球運動的發展提供了機遇，但長期受舉國體制影響的學校足球面臨著多種挑戰，特別是在校園足球教練員專業知識方面盡顯不足[2]。如果能系統探討我國校園足球教練員的專業知識結構，不僅能彌補我國足球教練員專業知識的基本理論，而且還能為我國校園足球教練員專業知識的系統培訓提供重要的實踐路徑。基于此，本章主要針對我國校園足球教練員專業知識結構的理論框架進行探討，并運用因子分析等方法對我國校園足球教練員專業知識的結構進行分類，進一步對我國校園足球教練員專業知識結構進行確證。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 以我國校園足球教練員專業知識結構特征為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法 本研究以我國校園足球教練員專業知識體系為主線，通過在中國知網、萬方數據，以關鍵詞“校園足球教練員”“專業知識”為關鍵詞進行檢索，在2015—2018年所發表的博士、碩士學位論文27篇，經過篩選13篇學位論文作為本文參考資料，同時檢索期刊論文70余篇，經過篩選32篇，作為本論文參考資料。

1.2.2 專家訪談法 通過實地走訪、電話訪談、郵件等多種形式，對教育部學生體育協會聯合秘書處原秘書長楊立國等14名政府機關工作人員和對首都體育學院楊鐵黎教授等24名全國知名專家學者進行訪談，聽取專家的建議和意見。

1.2.3 專家評價法 根據《美國青少年教練員培訓課程內容標準》[3]，首先設計了《我國校園足球教練員專業知識指標的初步制定》專家評價問卷，根據專家的評價對問卷進行2輪修訂，同時設計《我國校園足球教練員專業知識指標權重》《我國校園足球教練員專業知識結構權重》問卷，采用李克特7級評價方法由專家進行打分。

1.2.4 數理統計法 利用SPSS 21.0社會統計學軟件對數據進行統計處理，獲得相關統計數據。

2 校園足球教練員專業知識指標的篩選

2.1 校園足球教練員專業知識指標選取的依據 對我國校園足球教練員專業知識指標的選取主要依據美國體育運動協會在2005年根據對美國青少年教練員進行培訓時制定的《青少年教練員培訓課程內容標準》[3]。青少年教練員培訓課程內容從8個方面進行分類：宗旨與道德、安全與損傷預防、體育鍛煉、成長與發展、教學與交流、運動技能與戰術、組織與管理、評估。根據8個專業知識內容以及對43個專業知識方向進行解讀，結合我國校園足球教練員發展的情況，制訂了43個我國校園足球教練員專業知識指標。分別為：足球訓練理念、足球比賽道德素質解讀、教練員行為規范與解讀、青少年身體機能訓練特點、足球熱身與準備活動、運動器械的訓練與原理、足球運動員肌肉工作原理、運動員心理輔導、足球運動損傷與防護、足球運動損傷應急處理、賽前熱身設計與安排、足球訓練效果評定與安排、簡易醫療器械應用與康復、身體功能訓練解析、足球訓練特點與原理、靈敏與協調協同訓練實踐、速度與耐力協同訓練實踐、青少年力量訓練理念與方法、青少年核心力量訓練機理、青少年基礎力量訓練實踐、運動員意志品質的培養、運動員自信心的提升、足球訓練營養搭配與控制、青少年身體形態發育規律、優秀足球教練員的成長經歷、優秀運動員的成長經歷、足球文化氛圍的形成、足球團隊意識的培養與方法設計、足球訓練課設計與安排、教育方法與應用、足球競賽規則、足球裁判法、足球運動智能訓練方法、足球技戰術訓練手段與方法、個人防守與區域協同配合實踐、多人足球競技技巧應用、足球練習模式與原理、足球游戲的設計與目的、區域足球比賽的組織與編排、足球運動訓練強度調控、足球技戰術統計與分析、足球運動訓練的預期與調控。

2.2 校園足球教練員專業知識指標的修訂 對選取的43個校園足球教練員專業知識指標，采用開放式的問卷征集了17名教練員和21名專家的意見，選取同意率80%以上的專業知識指標作為校園足球教練員專業知識指標，并結合專家給的指標意見將校園足球教練員專業知識指標進行了修訂，相比之前制定的指標數量，從43個增加到了60個。對修訂后校園足球教練員專業知識指標進行第2輪的專家評定，再次選取同意率在85%以上的指標作為校園足球教練員專業知識指標，分別為足球訓練理念解讀、足球訓練課設計與安排、教育方法與應用、計算機應用、青少年身體形態發育規律、青少年心理塑造特點、青少年身體機能訓練特點、青少年身體機能訓練特點、足球戰術選擇與應用、足球熱身與準備活動、足球整體與局部戰術配合、身體功能訓練解析、足球練習模式與原理、足球訓練特點與原理、運動器械的訓練與原理、多人足球競技技巧應用、優秀足球教練員的成長經歷、優秀足球教練員的成長經歷、足球競賽規則、足球裁判法、靈敏與協調協同訓練實踐、速度與耐力協同訓練實踐、足球運動員肌肉工作原理、運動員身體機能診斷與評定、運動員心智能力診斷與評價、運動員技術練習規劃、足球技術的運動學分析、青少年核心力量訓練機理、青少年基礎力量訓練實踐、足球文化氛圍的形容、運動員意志品質的培養、運動員自信心的提升、運動員心理輔導、足球游戲的設計與目的、守門員技術的基本原理與實踐、個人進攻與區域進攻配合實踐、個人防守與區域協同配合實踐、區域足球比賽的組織與編排、足球運動損傷與防護、足球運動損傷應急處理、賽前熱身設計與安排、運動員日常管理與教育、足球訓練效果評定與安排、足球運動員賽期心理控制和調整、足球運動訓練的預期與調控、足球技戰術統計與分析、足球訓練場地氛圍的營造、足球團隊意識的培養與方法設計、足球比賽道德素質解讀、教練員行為規范與解讀、簡易醫療器械應用、足球運動成績預測與目標設定、足球技戰術訓練手段與方法、足球運動員身體訓練方法與安排、足球運動員文化學習管理技巧、足球運動訓練強度調控、足球運動智能訓練方法、足球運動員心智能力診斷與調整、足球比賽期間氣候特點與應對策略、足球比賽期間氣候特點與應對策略、足球訓練營養搭配與控制。

2.3 校園足球教練員專業知識指標的評定 為了保證所選取的校園足球教練員專業知識指標具有較強的可靠性，筆者對選取的60個專業知識指標采用李克特7級評分標準進行評價，由21名專家進行評價，以此來判斷所選取專業知識指標是否具有可靠性。對60個指標進行評價的結果，所有指標的李克特平均值均在5分以上，李克特平均值即為由21名專家對專業知識指標評分的平均值，反映了專業知識指標的綜合評定級別，如1～2分為1級、2～3分為2級、3～4分為3級、4～5分為4級、5～6分為5級、6～7分為6及，7分即為7級，眾多研究認為，綜合評定結果在5級以上，表明該指標具有較強的可靠性。所以，從李克特評分情況看，60個專業知識指標具有較強的可靠性，如：足球訓練理念解讀（5.26）、足球訓練課設計與安排（5.61）、計算機應用（6.03）、教育方法與應用（5.61）、青少年身體形態發育規律（5.38）、青少年心理塑造特點（5.19）、青少年身體機能訓練特點（5.58）、足球戰術選擇與應用（5.63）等。李克特7級評價方法是1937年美國社會學家里克特原有的總價量表基礎上改進而成的，該量表是由一組陳述組成，分別為“特別贊同”“非常贊同”“贊同”“不一定”“不贊同”“非常不贊同”“特別不贊同”7種回答形式，積分標準為“7”“6”“5”“4”“3”“2”“1”，每個專家對所測試問題的回答態度決定了測試題目的得分，所有得分的總和即表明專家對指標的態度，同時也反映了題目在量表中的狀態，根據大量實證研究的結論認為，李克特總分平均值在5分以上，即表明該指標具有較強的可靠性。因此，從評價結果中可以看出，所選取的60個指標具有較強的可靠性。

2.4 校園足球教練員專業知識指標的驗證 本文中所選的指標是無等級排序方式，所以，對60個專業知識指標的一致性進行檢驗，即對60個專業知識指標的李克特綜合得分進行檢驗，考察所得分數的相關性，主要專家對60個專業知識指標的評分是否接近。1）進行肯德爾和諧系數檢驗，肯德爾和諧系數是計算多個等級變量相關程度的之中相關量，主要討論多個評價者對1個作品評價的相關程度，主要考察21名專家對1個專業知識指標進行評分的相關性。檢驗方法為w=12/sr（N3-N），其中，w為和諧系數，N為所評價指標的個數，S為離方和，n為各項指標。在對和諧系數計算完成后，進入第2步。2）進行卡方檢驗，卡放檢驗屬于非參數檢驗的范疇，根本思想是檢驗兩個分類變量的吻合度和擬合優度問題，通常檢驗臨界值在0.01，大于0.01表明吻合度和擬合優度較好，小于0.01表明吻合度和擬合優度較差。檢驗方法為X2=K（N-1）w，其中K為評分者人數。計算出的卡放值與顯著性水平0.01的擴值進行比較，如果大于0.01，則說明W值具有顯著型水平，表明所選取指標的吻合度和擬合優度較好，具有較強的一致性。對60個專業知識指標進行計算，如：足球訓練理念解讀（W=0.33，X2=6.24）、足球訓練課設計與安排（W=0.41，X2=13.26）教育方法與應用（W=0.31，X2=15.01）、計算機應用（W=0.43，X2=14.63）等。檢驗結果可以說明，本文所選取的校園足球教練員專業知識指標的可靠性得到了很好的驗證。

3 校園足球教練員專業知識結構的分類

3.1 校園足球教練員專業知識指標的權重 對于最終所選取的校園足球教練員專業知識指標要面向教練員并進行評價，評價方式采用5級判斷方式，并對60個專業知識指標的權重系數進行計算和排序，如：足球運動員賽期心理控制和調整（0.552）、足球運動員身體訓練方法與安排（0.468）、足球熱身與準備活動（0.464）、足球技戰術訓練手段與方法（0.464）、青少年基礎力量訓練實踐（0.424）、賽前熱身設計與安排（0.416）、個人進攻與區域進攻配合實踐（0.408）、足球運動損傷與防護（0.408）、足球整體與局部戰術配合（0.368）、教育方法與應用（0.344）等。

從權重系數的排序可以看出，教練員在對專業知識指標進行判斷時比較側重于足球技戰術訓練方面的知識，權重系數顯示，足球技戰術訓練方面知識的權重系數基本保持在0.4以上，而對足球運動員心理素質培養的相關知識權重系數一般維持在0.3，甚至低于0.3的水平，分析原因可能是受舉國體質的影響，我國教練員在運動訓練方面普遍存在著重技能，輕教育的現象，導致教練員對運動員訓練時只注重培養運動員的技戰術和身體素質，忽視運動員的文化教育及運動隊的管理[4]。因此，受傳統訓練思想的影響，我國校園足球教練員在對專業知識結構認知方面存在著重技術與戰術，輕教育與管理的問題，這也提示我們在對校園足球教練員進行培訓時，在提升教練員技戰術方面的知識時，應著重加強培養教練員教育和管理運動員方面的知識和認知。

3.2 校園足球教練員專業知識指標的結構屬性 在對校園足球教練員專業知識指標進行分類前，須將60個專業知識指標進行KMO和球形Bartlett檢驗，測試結構顯示，KMO的值達到了0.914，球形Bartlett檢驗結果達到了0.000，即P值小于0.01，說明原始假設被拒絕，專業知識指標的相關數據矩陣與單位矩陣之間存在著非常顯著性的差異，同時也表明校園足球教練員專業知識指標可以進一步做因子分析。

對60個校園足球教練員專業知識指標進行因子分析，從專業知識指標被解釋的方差中的初始特征值、提取平方和載入、旋轉平方和載入的百分比，可以看出由8類因子被解釋且累積解釋的方差貢獻率達到了79.28%，每一類因子的初始特征值都達到了1以上，說明共有8類因子解釋了60個校園足球教練員專業知識指標。

根據專業知識因子指標總被解釋的情況得知，共有8類因子被解釋。隨即對60個專業指標因子的信息量進行提取，發現60個專業知識指標因子的被提取的信息量均大于0.5，說明每一個專業知識指標因子的信息量在被提取時，所損失的信息量都不大，證明了被提取的8個公因子效果非常理想，可以進一步做因子載荷矩陣。

根據8個因子的初始特征值和特征向量，第4、5公因子與原始變量之間的相關性較小，對原始變量的解釋效果不明顯，導致未被旋轉的因子很難被解釋。所以，對為旋轉后的因子載荷矩陣進行極大方差正交旋轉變換，求的旋轉后的因子載荷矩陣。

根據旋轉后的因子載荷矩陣對專業知識指標因子進行歸類，結合提取的8類專業知識建立了校園足球教練員專業知識指標的系統結構。

3.3 校園足球教練員專業知識的分類 基于美國青少年教練員專業知識結構的內容，將我國校園足球教練員專業知識結構分為8個內容，60個專業知識指標。為了明確我國校園足球教練員的專業知識，依據我國著名學者馬云鵬教授的觀點，將專業知識劃分為一般教學法專業知識、學科專業知識、課程專業知識、學科教學法專業知識4種。因此，有必要對8個專業知識結構再次進行因子分析，將其分類歸納至專業知識中。

3.3.1 校園足球教練員專業知識結構的綜合得分 為了方便對校園足球教練員專業知識結構進行因子分析，對其再次進行李克特7級評分，目的在于測試8個專業知識結構的得分，考察其在專業知識中的權重和作用。正如前文研究所遵循的方法，對8個專業知識結構向21位專家求證意見并打分，綜合評定分數綜合得分都在6分之上，綜合評定等級為6級。

3.3.2 綜合得分的KMO和Bartlett檢驗 在對校園足球教練員專業知識結構進行分類前，須將8個專業知識結構進行KMO和球形Bartlett檢驗，測試結構顯示，KMO的值達到了0.911，球形Bartlett檢驗結果達到了0.000，即p值小于0.01，說明原始假設被拒絕，專業知識結構的相關數據矩陣與單位矩陣之間存在著非常顯著性的差異，同時也表明校園足球教練員專業知識結構可以進一步做因子分析。

3.3.3 專業知識結構的因子分析總方差解釋 對8個校園足球教練員專業知識結構進行因子分析，從專業知識結構被解釋的方差中的初始特征值、提取平方和載入、旋轉平方和載入的百分比，可以看出由4類因子被解釋且累積解釋的方差貢獻率達到了91.34%，每一類因子的初始特征值都達到了1以上，說明共有4類因子解釋了8個校園足球教練員專業知識結構。根據專業知識結構因子分析總方差解釋的情況得知，共有4類因子被解釋。隨即對8個專業結構因子的信息量進行提取，發現8個專業知識結構因子的被提取的信息量均大于0.5，說明每一個專業知識結構因子的信息量在被提取時，所損失的信息量都不大，證明了被提取的4個公因子效果非常理想，可以進一步做因子載荷矩陣。

3.3.4 校園足球教練員專業知識結構的聚類 根據4個因子的初始特征值和特征向量，第2、3公因子與原始變量之間的相關性較小，對原始變量的解釋效果不明顯，導致未被旋轉的因子很難被解釋。所以，對為旋轉后的因子載荷矩陣進行極大方差正交旋轉變換，求的旋轉后的因子載荷矩陣。根據旋轉后的因子載荷矩陣對專業知識結構因子進行歸類，結合提取的4類專業知識對我國校園足球教練員專業知識進行確證。

3.3.5 校園足球教練員專業知識模型的構建

3.3.5.1 專業知識指標的回歸方差分析 為了構建校園足球教練員網絡遠程培訓專業知識的理論模型，本研究采用回歸模型分析來了解個專業知識指標之間的關聯，進而構建校園足球教練員專業知識的結構模型。通過回歸分析來檢驗60個專業知識指標是否能有效的解釋校園足球教練員專業知識系統性的變差。對60個專業知識進行強迫性進入法，進行回歸方差分析，回歸方差分析結果顯示P＜0.01，表明本文所選取的60個專業知識指標可以全面解釋校園足球教練員專業知識的系統變差[5]。

3.3.5.2 專業知識結構模型的構建 對專業知識指標進行回歸檢驗分析，4類專業知識的復相關性系數為0.886，說明對專業知識結構進行回歸結果非常理想，4類專業知識的回歸系數t值均達到了非常顯著性的差異水平。根據所得標準回歸系數，得到標準的回歸方程如下：校園足球教練員專業知識=0.277×一般教學法知識+0.261×學科知識+0.235×課程知識+0.227×學科教學法。

3.3.5.3 專業知識指標權重系數的確定 本研究采用主觀賦權法和客觀賦權法相結合的形式，分別對專業知識結構的專家權重系數、相關系數權重法、因子分析權重法和回歸系數權重法四種權重系數的計算方法來確定校園足球教練員專業知識指標的權重系數，這樣既能反映專家學者和教練員的主觀意向，又利用了原始數據來保證權重系數計算的可靠性。

4 結 論

1）我國校園足球教練員專業知識指標的選取主要依據美國青少年教練員培訓的專業知識框架。

2）我國校園足球教練員專業知識共分為4類，共有60個指標組成，經專家評定與驗證，所選取的校園足球教練員指標具有一定的客觀性。

3）對我國校園足球教練員專業知識指標進行回歸分析構建了我國校園足球教練員專業知識結構模型：校園足球教練員專業知識=0.277×一般教學法知識+0.261×學科知識+0.235×課程知識+0.227×學科教學法。