Luận án Nghiên cứu lựa chọn bài tập phát triển sức bền tốc độ cho nữ vận động viên đua thuyền kayak cự ly 500m lứa tuổi 15-17 câu lạc bộ đua thuyền Hà Nội

giữa 2 trung bình là = 0 (Sig > 0.05: Chấp nhận giả thuyết H0). Đối thuyết Ha: Có sự sự khác nhau về giá trị hai trung bình giữa 2 tổng thể (Sig < 0.05: Chấp nhận đối thuyết Ha). Kết được trình bày ở bảng 3.2. Kết quả bảng 3.2 cho thấy Với giá trị p-value tính được ở tất cả các giá trị tiệm cận Sig > P = 0,05 cho thấy không có sự khác biệt giữa trung bình giữa hai lần phỏng vấn tại mức ý nghĩa 95% khoảng tin cậy. Chứng tỏ kết quả phỏng vấn là khách quan, sự trả lời giữa hai lần phỏng vấn về cơ bản là tương đương. Kết quả phân tích mô tả việc lựa chọn test được xác định bằng kiểm định về điểm trung bình giữa hai lần khảo sát với mức ý nghĩa được lựa chọn tính theo công thức: Giá trị khoảng cách = (Max – Min) / n = (5 - 1) / 5 = 0.8. Tức là mức điểm được phân loại theo mức lựa chọn như sau: Từ 0.8 – 1.6: Rất không tán thành 77 Từ 1.7 – 2.5: Không tán thành Từ 2.6 – 3.4: Trung dung Từ 3.5 – 4.3: Tán thành Từ 4.3 – 5: Rất tán thành Luận án chỉ sử dụng test đạt được giá trị lựa chọn của các đáp viên trọng khoảng điểm từ 4.3 – 5 điểm, tương đương mức Rất tán thành để đưa vào kiểm chứng ở các bước nghiên cứu tiếp theo. Bảng 3.2 Kết quả phỏng vấn lựa chọn các chỉ tiêu đánh giá sức bền tốc độ cho nữ vận động viên đua thuyền Kayak cự ly 500m lứa tuổi 15-17 (n=28) T T Test Lần 1 ( x ±σ) Lần 2 ( x ±σ) Số đông Z Asym. Sig P Tâm lý 1 Năng lực thăng bằng tĩnh ở tư thế ngồi (s) 4,57 ±0,57 4,53±0,5 5 -0,577 0,564 >0,05 2 Khả năng tập trung chú ý (P) 4,6±0,5 4,6±0,6 5 0,000 1,000 3 Khả năng thích nghi (P) 2,21±0,83 2,32±0,7 2 -1,089 0,276 4 Đánh giá nỗ lực ý chí )P) 2,21±0,83 2,28±0,7 2 -0,816 0,414 5 Đo thời gian phản xạ(s) 4,46±0,74 4,57±0,6 5 -1,342 0,180 Sinh lý 6 VO2 max (ml/ph/kg) 4,57±0,74 4,5±0,57 5 -0,073 0,642 7 Test Haward (HW) 2,21±0,83 2,29±0,8 2 -1,000 0,317 8 Thông khí phổi (l) 2,21±0,78 2,21±0,7 2 000 1,000 9 Rufier (HW) 4,6±0,7 4,57±0,6 5 -0,29 0,796 Thể lực 10 Chạy 6km(s) 2,1±0,95 2,1±0,95 1 000 1,000 11 Chạy 12 phút(m) 2,21±0,78 2,21±0,7 2 000 1,000 12 Chạy 800m(s) 2,14±0,93 2,14±0,9 3 2 000 1,000 13 Chạy 1500m (s) 2,5±0,79 2,5±0,8 2 000 1,000 14 Chèo trên máy 2’(m) 4,57±0,57 4,57±0,5 7 5 000 1,000 15 Đẩy tạ 2’ (l) 4,42±0,5 4,42±0,5 5 000 1,000 16 Giật tạ 2phút (l) 4,46±0,57 4,5±0,58 5 -0,577 0,564 17 Chênh lệch thành tích 2 x 200m (K) 4,46±0,57 4,57±0,5 7 5 -1,342 0,180 78 18 Chèo thuyền so sánh thành tích 250m đầu và cuối cự ly 500m (s) 2,28±0,76 2,21±0,8 3 2 -1,000 0,317 19 Tốc độ dự trữ(s) 2,25±0,8 2,21 ±0,83 2 -1,000 0,317 20 Chèo thuyền 2000m (s) 4,46±0,57 4,53±0,58 5 -1,000 0,417 Với kết quả trình bày tại bảng 3.2 thì có 9 test ở cả 3 yếu tố được các đáp viên tán thành đạt số đông mức 5 điểm ở các giá trị trung bình trong khoảng từ 4,3 điểm trở lên tương ứng với mức lựa chọn mà luận ấn đã đề ra ở mức rất đồng ý bởi vậy luận án chỉ chọn 9 test có số phiếu tán thành cao để sử dụng trong việc đánh giá SBTĐ cho nữ VĐV đua thuyền Kayak lứa tuổi 15-17 trong quá trình thực nghiệm đó là: Test 1: Vo2max (ml/g/ph) Test 2: Rufier (HW) Test 3 : Đánh giá tính chất chú ý (P) Test 4: Thăng bằng tĩnh ở tư thế ngồi (s) Test 5: Giật tạ 2’ (l) Test 6: Đẩy tạ 2’ (l) Test 7: Chèo trên máy 2 phút(m) Test 8: Chênh lệch thành tích 2 x 200m (K) Test 9: Chèo thuyền 2000m (s) d) Xác định độ tin cậy của test Để xác định được giá độ tin cậy của các test đánh giá đã được lựa chọn luận án tiến hành kiểm tra sư phạm với tất cả các test đã được xác định thông qua phỏng vấn, mặc dù những test tâm lý và sinh lý đã được kế thừa từ các nhà khoa học có uy tín và đã được kiểm định độ tin cậy nhưng luận án cho rằng không có test nào là toàn diện và thể hiện được hết tất cả các mặt của một năng lực nào đó của các VĐV ở mỗi lứa lứa tuổi khác nhau, các test được kế thừa đó là căn cứ khoa học quan trọng để làm test phụ thuộc thể hiển tính dự báo thông qua mối quan hệ tuyến tính nhằm đánh giá khách quan năng lực của đối tượng được đánh 79 giá. Mỗi test chỉ có thể thể hiện những khía cạnh ở những mức độ khác nhau nên nên luận án muốn kiểm định phẩm chất của test thông qua kiểm định tính độc lập và tính phụ thuộc của các test, do đó điều cần thiết là phải kiểm định lại đối với những test này. Đối tượng khảo sát là 16 VĐV đua thuyền Kayak 15-17 tuổi, thời gian, địa điểm và cách tiến hành được trình bày tại chương 2 của luận án. Số liệu thu thập được sau khi khảo sát được luận án xử lý theo các bước: Xác định độ tin cậy của các test bằng hệ số Cronbach's Alpha Một đo lường được coi là có giá trị nếu như nó thể hiện được hết các khía cạnh của một vấn đề, vấn đề tiếp theo luận án mong muốn thể hiện được đó là độ tin cậy về về các test đánh giá trình độ SBTĐ của nữ VĐV đua thuyền Kayak. Để chứng minh các test đo có độ tin cậy luận án tiến hành kiểm định độ tin cậy bằng hệ số Cronbach's Alpha. Kết quả kiểm định trình bày ở bảng 3.3. Bảng 3.3 Mức độ tin cậy của test của đánh giá sức bền tốc độ cho nữ vận động viên đua thuyền Kayak cự ly 500m lứa tuổi 15-17 Câu lạc bộ đua thuyền Hà Nội (n = 16) Thống kê tổng biến TT Test x nếu xóa biến Quy mô phương sai nếu xóa biến Tương quan biến tổng Tương quan đa chiều Hệ số Cronbach's Alpha nếu loại biến 1 Vo2max (ml/g/ph) 741.39 1417.908 .921 .943 .685 2 Rufier (HW) 775.27 1795.229 -.749 .819 .770 3 Đánh giá tính chất chú ý (P) 776.64 1830.569 -.941 .943 .777 4 Thăng bằng tĩnh ở tư thế ngồi (s) 736.14 1001.086 .910 .972 .606 5 Giật tạ 2’ (l) 675.33 1329.886 .895 .960 .667 6 Đẩy tạ 2’ (l) 681.70 855.316 .915 .930 .594 7 Chèo trên máy 2 phút(m) 359.20 847.754 .741 .899 .666 8 Chênh lệch thành tích 2x200m(k) 771.32 1941.100 -.927 .964 .801 80 9 Chèo thuyền 2000m (s) 774.15 1750.649 -.958 .973 .760 Tiêu chuẩn kiểm định: Một biến đo lường có hệ số tương quan biến tổng ≥ 0,3 thì biến đó đạt yêu cầu về kiểm định, mức giá trị hệ số Cronbach's Alpha như sau: - Từ 0,8 - 1: Thang đo lường rất tốt - 0,6 - 0,8: Thang đo lường đủ điều kiện. Từ kết quả bảng 3.3 cho thấy hệ số tương quan biến tổng ở tất cả các test đều > 0,3, hệ số Cronbach’s Alpha của các test đều > 0,6 do vậy các test đều đạt yêu cầu về hệ số tin cậy, không có test nào bị loại ra khỏi mô hình nghiên cứu. Phân tích nhân tố khám phá Phân tích nhân tố khám phá (EFA) là phương thức rút gọn tập hợp giá trị test quan sát thành một số lượng nhỏ hơn tập hợp các nhân tố mang ý nghĩa đặc trưng, để loại trừ (nếu có) biến quan sát nào có đặc điểm chung, trùng lặp, cùng thể hiện một tính chất giá trị sẽ được nhóm chung thành một yếu tố để thuận tiện đánh giá. Mặc khác EFA còn thể hiện giá trị hội tụ và giá trị phân biệt nhằm đánh giá sự hợp lý của các test đã lựa chọn trong mô hình nghiên cứu. Tiến hành phân tích EFA bằng thực đơn: Analyze→Dimension Redution→Factor. Kết quả được trình bày tại bảng 3.4. Các tiêu chí trong phân tích nhân tố khám phá EFA: Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là chỉ số để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Kiểm định Barlett (Barlett’s test of sphericity) dung để xem xét sự tương quan giữa các biến quan sát trong nhân tố. Trị số Eigenvalue là chỉ số xác định số lượng nhân tố đại diện trong mô hình đánh giá. Tổng phương sai trích (Total Variance Explained) cho biết số nhân tố được trích đại diện cho dữ liệu. Hệ số tải nhân tố (Factor Loading) là trọng số nhân tố, biểu thi cho mối quan hệ tương quan giữa các biến quan sát với nhân tố. 81 Kết quả bảng 3.4 Cho thấy giá trị KMO = 0,842 thỏa mãn yêu cầu 0.5 < KMO < 1 → phân tích nhân tố được chấp nhận với tập dữ liệu quan sát. Sig's Barlett Test = 0,000 < 0.05 → phân tích nhân tố là phù hợp, các test phản ánh những khía cạnh khác nhau của cùng một nhân tố, thể hiện giá trị hội tụ của các test và các biến quan sát có tương quan với nhau. Dựa theo tiêu chí trị số Eigenvalue > 1 thì chỉ có một nhân tố được trích, nghĩa là xoay quanh giá trị các biến độc lập sẽ giải thích cho mỗi 1 biến phụ thuộc, tổng phương sai trích = 86.120 > 50% điều này cho thấy 1 nhân tố được trích cô đọng được 86.120% sự biến thiên của các biến quan sát. Với giá trị tải nhan tố = 1 thì cả 9 test đánh giá trên không có test nào trùng lặp giá trị, mỗi test sẽ phản ảnh khía cạnh khác nhau của cùng một vấn đề cần đánh giá. e) Lượng hóa mức độ dự báo của test tham chiếu đối với biến phụ thuộc Trước tiên luận án xác định Test phụ thuộc (tham chiếu) là test Vo2max bởi vì đây là test thể hiện trình độ sức bền cho nhiều môn thể thao chu kỳ, mà nhất là đối với môn đua thuyền với độ tin cậy cao, test này đã được nhiều nhà khoa học kiểm định giá trị đối với việc đánh giá nhiều khía cạnh trình độ thể lực và về sức bền chuyên môn, từ kết quả thành phần ma trận ở bảng 3.4 cũng cho thấy chỉ có 1 nhân tố được trích và test Vo2max là nhân tố có chỉ số giá trị phân biệt mạnh nhất, nên luận án lựa chọn test này làm test trung tâm để đánh giá mức độ tương quan với các test độc lập về SBTĐ cho đối tượng nghiên cứu. Luận án thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính để đánh giá mức độ dự báo của thành tích cự ly 500m thông qua test tham chiếu. Đối với hồi quy tuyến tính luận án giả định thành tích cự ly 500m sẽ được dự báo thông qua test tham chiếu nhưng không xét đến những sự tác động của yếu tố khác ngoài mô hình hồi quy. Kết quả được trình bày tại bảng 3.5, 3.6, 3.7 Các tiêu chí trong phân tích hồi quy: Bảng ANOVA 3.5: giá trị của Sig (P-value) của bảng ANOVA đánh giá sự phù hợp của mô hình. Giá trị Sig = 0.000 ≤ 0.05 cho thấy mô hình hồi quy tuyến 82 tính là phù hợp nên mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Bảng 3.4 Kết quả phân tích nhân tố khám phá của các test Kiểm định hệ số KMO and Bartlett Đo lường mức độ thích hợp của việc lấy mẫu bằng chỉ số Kaiser- Meyer-Olkin .821 Kiểm định tần suất chỉ số Bartlett Tiệm cận. Khi bình phương 198.262 df 36 Sig. .000 Ma trận thành phần Tổng phương sai được trích Thành phần Thành phần Chỉ số Eigenvalues ban đầu Trích xuất tổng của tải trọng bình phương 1 Tổng Tỷ lệ phương sai Tỷ lệ tích lũy Tổng Tỷ lệ phương sai Tỷ lệ tích lũy Vo2max (ml/g/ph) -.970 1 7.751 86.120 86.120 7.751 86.120 86.120 Đẩy tạ 2’ (l) .962 2 .571 6.347 92.467 - - - Giật tạ 2’ (l) .956 3 .258 2.872 95.339 - - - Đánh giá tính chất chú ý (P) -.955 4 .161 1.790 97.129 - - - Chèo thuyền 2000m (s) .951 5 .096 1.072 98.201 - - - Thăng bằng tĩnh ở tư thế ngồi (s) .948 6 .063 .705 98.906 - - - Chênh lệch thành tích 2x200m(k) -.937 7 .058 .648 99.554 - - - Rufier (HW) -.830 8 .030 .338 99.892 - - - Chèo trên máy 2 phút(m) .830 9 .010 .108 100.000 - - - Phương pháp trích xuất: Phân tích thành phần chính. Phương pháp trích xuất: Phân tích thành phần chính. a. 1 thành phần được trích xuất. 82 Bảng 3.5 Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy Giá trị bảng ANOVAa Mẫu Tổng bình phương df Trung bình của bình phương F Sig. 1 Hồi quy .054 1 .054 35.954 .000b Số dư .021 14 .002 - - Toàn phần .076 15 - - - a. Biến phụ thuộc: Thành tích cự ly 500m (ph/s) b. Biến dự báo : (liên tục), Vo2 max Bảng Model Summary 3.6 phản ánh mức độ giải thích biến phụ thuộc của chỉ số tham chiếu trong mô hình hồi quy thông qua giá trị R2 (R Square). Với giá trị R2 = 0,848 ≈ 1 phản ánh mô hình hồi quy mang ý nghĩa mạnh. R2 hiệu chỉnh (Audjuted R Square): Giá trị R2 hiệu chỉnh ở từng biến khi xét hồi quy cũng cho thấy mức độ tác động của từng biến đảm bảo yêu cầu về mức độ ý nghĩa từ 50% trở lên, với R = 0.70 cho biểu thị 70% sự biến đổi thành tích cự ly 500m có thể được giải thích bằng sự biến đổi về quy mô của chỉ số Vo2max (ml/g/ph)), còn lại 30% là các tác động từ biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên, tùy vào mỗi test và tùy vào từng độ tuổi VĐV. Trị số Durbin-Watson: Dùng để kiểm tra tương quan chuỗi bậc nhất. DW có giá trị biến thiên trong khoảng 0 - 4 với giá trị mốc không tương quan là 2 [58] theo khoảng thống kê kết quả bảng 3.6 cho thấy: Hệ số DW nằm trong khoảng ± 2 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất. 83 Bảng 3.6 Mức độ giải thích biến phụ thuộc của chỉ số tham chiếu trong mô hình hồi quy Giá trị bảng Rút gọn của mô hìnhb Mô hình R R bình phương R bình phương được hiệu chỉnh Sai số ước tính Hệ số Durbin- Watson 1 .848a .720 .700 .03890 2.140 a. Biến dự báo: (liên tục), Vo2 max (ph/s) b. Biến phụ thuộc: Thành tích cự ly 500m Bảng Coefficients 3.7: Giá trị Sig của kiểm định t được sử dụng để kiểm định ý nghĩa của hệ số hồi quy với giá trị tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc là Sig ≤ 0.05. Do đó các biến tham chiếu có ý nghĩa chỉ báo cho thành tích cự ly 500m. Hệ số VIF < 2 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Bảng 3.7 Hệ số hồi quy tuyến tính của test Vo2 max và thành tích cự ly 500m (n=16) Giá trị bảng Hệ số Mô hình Hệ số không chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng gộp B Sai số chuẩn Beta Dung hòa VIF 1 (Liên tục) 3.004 .104 - 28.94 3 .000 - - Chỉ số Vo2max -.014 .002 -.848 - 5.996 .000 1.000 1.000 a. Biến phụ thuộc: Thành tích cự ly 500m (ph/s) Biểu đồ 3.1 Mối quan hệ tuyến tính giữa test Vo2 max và thành tích chèo thuyền kayak cự ly 500m 84 Với mong muốn đánh giá được mối quan hệ giữa thành tích chèo thuyền cự ly 500m và biến về chỉ số tham chiếu nên luận án tiến hành biểu thị công thức mô hình hồi qui như sau: Trong đó: Y: biến phụ thuộc, là kết quả X : biến độc lập, là biến dự báo α: hằng số hồi quy, hay còn được gọi là hệ số chặn. Đây là chỉ số nói lên giá trị của Y sẽ là bao nhiêu nếu tất cả X cùng bằng 0. Nói cách khác, chỉ số này cho biết giá trị của Y là bao nhiêu nếu không có X. Khi biểu diễn trên đồ thị Oxy, β0 là điểm trên trục Oy mà đường hồi quy cắt qua. β : hệ số hồi quy, hay còn được gọi là hệ số góc. Chỉ số này cho biết về mức thay đổi của Y gây ra bởi X tương ứng. Nói cách khác, chỉ số này nói lên có bao nhiêu đơn vị Y sẽ thay đổi nếu X tăng hoặc giảm một đơn vị. ε: sai số. Phương trình hồi qui tương ứng Thành tích cự ly 500m = 3.004 + (-.014) * Vo2 max Khi Vo2 max tăng lên 1 đơn vị, mô hình dự đoán thành tích cự ly 500m giảm trung bình (-.014) (s) f) Xác định mối quan hệ tuyến tính của các test với chỉ số trung tâm Để đánh giá giá trị dự báo của test tham chiếu luận án đã thực hiện bước đo lường mức độ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và test tham chiếu. Luận án dử dụng phân tích tương quan Pearson để tìm ra mối liên hệ thông qua hệ số tương quan và đường thẳng phù hợp nhất của biến phụ thuộc và test tham chiếu. Đối với luận án thì giá trị kỳ vọng nhất là sự phát triển thành tích chèo thuyền ở cự ly 500m, do đó luận án sử dụng thành tích kiểm tra chèo thuyền ở cự ly 500m(s) làm biến phụ thuộc (tức biến chịu tác động). 85 Ngoài ra luận án còn đưa biến độ tuổi chạy kiểm định song song để đánh giá dự báo về tương quan độ tuổi với kết quả lập test. Sau đó luận án tiến hành xác định tính thông báo bằng kiểm định tương quan Pearson để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các test với test trung tâm và giữa mỗi test với độ tuổi. Kết quả được trình bày tại bảng 3.8, 3.9, 3.10. Bảng 3.8 Mối quan hệ tuyến tính giữa các test tham chiếu với thành tích cự ly 500m (n=16) Tương quan Cự ly 500m(ph/s) Vo2max (ml/g/ph) x σ Cự ly 500m(ph/ s) Tương quan Pearson 1 -.848** 2.3844 .07 Sig. (2 phía) - .000 Vo2max (ml/g/ph) Tương quan Pearson -.848** 1 45.01 4.37 Sig. (2 phía) .000 - **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0,01 (2 phía). Từ kết quả bảng 3.8 cho thấy giá trị Sig ở kiểm định tương quan = 0,000 < 0,05 chứng tỏ mối tương quan có ý nghĩa, giá trị tương quan = 0,848 thể hiện mối quan hệ tuyến tính mạnh giữa test tham chiếu và kết quả thành tích chèo thuyền ở cự ly 500m. Điều này cho phép test tham chiếu đủ tư cách đại diện cho mô hình đánh giá xem xét mức độ tác động của sự biến đổi các test độc lập lên biến phụ thuộc ở bước hồi quy tiếp theo. Kết quả bảng 3.9 thể hiện giá trị tương quan giữa test tham chiếu và các test độc lập trong mô hình đánh giá SBTĐ cho nữ VĐV đua thuyền kayak, với giá trị Sig 0,6 thể hiện mối tương quan chặt chẽ giữa các test với nhau và với test tham chiếu. Bảng 3.9 Mối quan hệ tuyến tính giữa các test độc lập và test tham chiếu (n=16) Test 1 Test 2 Test 3 Test 4 Test 5 Test 6 Test 7 Test 8 Test 9 Test 1 Tương quan Pearson 1 -.740 ** -.943** .866** .889** .903** .802** -.869** -.913** Sig. (2 phía) - .001 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 Test 2 Tương quan Pearson -.740 ** 1 .755** -.759** -.863** -.801** -.498* .761** .763** Sig. (2 phía) .001 - .001 .001 .000 .000 .050 .001 .001 Test 3 Tương quan Pearson -.943 ** .755** 1 -.914** -.918** -.893** -.789** .846** .900** Sig. (2 phía) .000 .001 - .000 .000 .000 .000 .000 .000 Test 4 Tương quan Pearson .866 ** -.759** -.914** 1 .931** .937** .727** -.820** -.938** Sig. (2 phía) .000 .001 .000 - .000 .000 .001 .000 .000 Test 5 Tương quan Pearson .889 ** -.863** -.918** .931** 1 .923** .690** -.859** -.896** Sig. (2 phía) .000 .000 .000 .000 - .000 .003 .000 .000 Test 6 Tương quan Pearson .903 ** -.801** -.893** .937** .923** 1 .746** -.871** -.937** Sig. (2 phía) .000 .000 .000 .000 .000 - .001 .000 .000 Test 7 Tương quan Pearson .802 ** -.498* -.789** .727** .690** .746** 1 -.877** -.810** Sig. (2 phía) .000 .050 .000 .001 .003 .001 - .000 .000 Test 8 Tương quan Pearson -.869 ** .761** .846** -.820** -.859** -.871** -.877** 1 .925** Sig. (2 phía) .000 .001 .000 .000 .000 .000 .000 - .000 Test 9 Tương quan Pearson -.913** .763** .900** -.938** -.896** -.937** -.810** .925** 1 Sig. (2 phía) .000 .001 .000 .000 .000 .000 .000 .000 - **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (2 phía). *. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.05 (2 phía). Bảng 3.10 Mối quan hệ tuyến tính giữa các test độc lập và lứa tuổi (n=16) Lứa tuổi Test 1 Test 2 Test 3 Test 4 Test 5 Test 6 Test 7 Test 8 Test 9 Lứa tuổi Tương quan Pearson 1 .905 ** -.713** -.868** .936** .886** .947** .847** -.904** -.964** Sig. (2 phía) - .000 .002 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 Test 1 Tương quan Pearson .905 ** 1 -.740** -.943** .866** .889** .903** .802** -.869** -.913** Sig. (2 phía) .000 - .001 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 Test 2 Tương quan Pearson -.713 ** -.740** 1 .755** -.759** -.863** -.801** -.498* .761** .763** Sig. (2 phía) .002 .001 - .001 .001 .000 .000 .050 .001 .001 Test 3 Tương quan Pearson -.868 ** -.943** .755** 1 -.914** -.918** -.893** -.789** .846** .900** Sig. (2 phía) .000 .000 .001 - .000 .000 .000 .000 .000 .000 Test 4 Tương quan Pearson .936 ** .866** -.759** -.914** 1 .931** .937** .727** -.820** -.938** Sig. (2 phía) .000 .000 .001 .000 - .000 .000 .001 .000 .000 Test 5 Tương quan Pearson .886 ** .889** -.863** -.918** .931** 1 .923** .690** -.859** -.896** Sig. (2 phía) .000 .000 .000 .000 .000 - .000 .003 .000 .000 Test 6 Tương quan Pearson .947 ** .903** -.801** -.893** .937** .923** 1 .746** -.871** -.937** Sig. (2 phía) .000 .000 .000 .000 .000 .000 - .001 .000 .000 Test 7 Tương quan Pearson .847 ** .802** -.498* -.789** .727** .690** .746** 1 -.877** -.810** Sig. (2 phía) .000 .000 .050 .000 .001 .003 .001 - .000 .000 Test 8 Tương quan Pearson -.904 ** -.869** .761** .846** -.820** -.859** -.871** -.877** 1 .925** Sig. (2 phía) .000 .000 .001 .000 .000 .000 .000 .000 - .000 Test 9 Tương quan Pearson -.964 ** -.913** .763** .900** -.938** -.896** -.937** -.810** .925** 1 Sig. (2 phía) .000 .000 .001 .000 .000 .000 .000 .000 .000 - **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (2 phía). *. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.05 (2 phía). 86 Đối với kiểm định tương quan thành tích các test đánh giá SBTĐ cho nữ VĐV đua thuyền kayak với 3 lứa tuổi 15, 16, 17 ở bảng 3.10 cho thấy giá trị tương quan đều có kết quả > 0,6, đảm bảo mối quan hệ tuyến tính có ý nghĩa thông kê theo độ tuổi của các nữ VĐV. Như vậy luận án đã lượng hóa được mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa chỉ số tham chiếu và thành tích chèo thuyền 500m, giữa các test độc lập với test tham chiếu và sự tuyến tính của lứa tuổi với thành tích của các test đánh giá SBTĐ cho nữ VĐV đua thuyền kayak. Các chỉ số từ các bảng kiểm định đều đảm bảo mối tương quan có ý nghĩa và có tính dự báo rất mạnh, đây là căn cứ để dự đoán trước những biến đổi về trình độ SBTĐ của VĐV ở mỗi lứa tuổi và thông qua test trung tâm theo độ tuổi trong quá trình thực nghiệm. 3.1.1.2. Xây dựng tiêu chuẩn đánh giá sức bền tốc độ cho nữ vận động viên đua thuyền Kayak cự ly 500m lứa tuổi 15-17 Câu lạc bộ đua thuyền Hà Nội Luận án tiến hành xây dựng các tiêu chuẩn đánh giá SBTĐ cho nữ VĐV đua thuyền Kayak lứa tuổi 15-17 trong điều kiện thực tiễn hiện có của Câu lạc bộ đua thuyền Hà Nội. Luận án tiến hành theo lộ trình như sau: a) Kiểm định sự phân phối chuẩn của số liệu quan sát Vì cỡ mẫu nhỏ nên luận án sử dụng kiểm định Kolmogorov-Smirnov nhằm kiểm tra sự phân phối chuẩn của tổng thể. Kết quả trình bày tại bảng 3.11. Từ kết quả thu được ở bảng 3.11 cho thấy: Giá trị các số liệu của mỗi test đều đảm bảo yêu cầu về quy định của phân bố xấp xỉ chuẩn của số liệu như sau: Giá trị trung bình của thành tích nằm trong khoảng 10% trung vị và giá trị trung bình ± 3 (SD) ≈ Min và Max, độ xiên và độ sắc nét của đỉnh của đường cong phân phối tần số của các giá trị dao động trong khoảng ± 1. Như vậy, sau bước kiểm định phân phối chuẩn luận án đã chứng minh các giá trị quan sát là đủ điều kiện để có thể sử dụng kiểm định tham số: Các quan sát độc lập với nhau, các quan sát được rút ra từ các tổng thể có phân phối xấp xỉ chuẩn, tổng thể có phương sai đồng nhất. 87 Bảng 3.11 Kiểm định phân phối chuẩn của số liệu test đánh giá (n = 16) Test Giá trị thống kê Vo2ma x (ml/g/p h) Rufier (HW) Đánh giá tính chất chú ý (P) Thăng bằng tĩnh ở tư thế ngồi (s) Giật tạ 2’ (l) Đẩy tạ 2’ (l) Chèo trên máy 2’(m) Chênh lệch thành tích 2 x 200m (K) Chèo thuyền 2000m (ph) n Được tính 16 16 16 16 16 16 16 16 16 Khuyết thiếu 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Trung bình 45.01 11.13 9.75 50.25 111.06 104.69 427.19 15.07 12.25 Trung vị 45.83 11.55 9.55 51.00 111.00 105.00 430.00 14.81 12.24 Giá trị lớn nhất 50 12 12 66 119 121 450 19 12 Độ lệch chuẩn 4.375 .876 1.136 10.810 5.779 13.255 15.272 2.537 .128 Độ xiên -1.044 -.634 .340 -.160 -.008 -.086 -.251 .141 .536 Sai số của góc xiên .564 .564 .564 .564 .564 .564 .564 .564 .564 Kurtosis .468 -1.329 -.582 -1.173 -1.559 -1.888 -.794 -1.110 -1.297 Sai số của giá trị Kurtosis 1.091 1.091 1.091 1.091 1.091 1.091 1.091 1.091 1.091 b) Kiểm định sự khác biệt trung bình thành tích giữa các lứa tuổi Trong phần phân tích hồi quy cho thấy tính dự báo và mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc là khác nhau ở các độ tuổi nên cần xem xét đánh giá mức độ khác biệt có mang ý nghĩa thống kê để thực hiện những đánh giá tiếp theo, luận án tiến hành so sánh thành tích của các nữ VĐV ở các lứa tuổi. Do có 3 lứa tuổi khác nhau, mỗi lứa tuổi có thời gian tập luyện khác nhau dẫn đến việc đặt ra mục tiêu và yêu cầu về năng lực vận động của đối với mỗi lứa tuổi cũng khác nhau nên luận án đặt ra giả thuyết: H0: trình độ SBTD của ba lứa tuổi không có sự khác biệt; Ha: có sự khác biệt trình độ SBTĐ của ba lứa tuổi 15, 16, 17. Để thực hiện kiểm định so sánh giá trị quan sát các test giữa các lứa tuổi luận án sử dụng kiểm định sự khác biệt về giá trị trung bình bằng One Way 88 Anova (Anova một chiều) theo thực đơn: Analize → Compare Mean → One - Way ANOVA. Kết quả kiểm định được trình bày tại bảng 3.12. Đối với kiểm định sự khác biệt ANOVA tại bảng 3.12 cho thấy ở giá trị Sig ở phần lớn các test đều < 0,05 nên luận án có căn cứ bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết Ha, nghĩa là có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các biến quan sát giữa 3 lứa tuổi 15, 16, 17. Điều này đòi hỏi phải có tiêu chuẩn đánh giá khác nhau để xếp hạng các lứa tuổi cho các kết quả trong hệ thống test. Bảng 3.12 Kết quả kiểm định sự khác biệt về giá trị trung bình của các lứa tuổi TT Giá trị so sánh các lứa tuổi Test (I) Lứa tuổi (J) Lứa tuổi Trung bình của giá trị khác biệt (I-J) Sai số chuẩn Sig. 95% Mức độ tin cậy Giới hạn dưới Giới hạn trên 1 Vo2max (ml/g/ph) 15 16 -5.48250* 1.39063 .002 -8.4868 -2.4782 17 -9.38750* 1.20432 .000 -11.9893 -6.7857 16 15 5.48250* 1.39063 .002 2.4782 8.4868 17 -3.90500* 1.20432 .006 -6.5068 -1.3032 17 15 9.38750* 1.20