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第二 幼儿气质教师期望和同伴接纳对自我控制的影响（第2页）

表9-4幼儿气质发展的性别与年龄的多因素方差分析表

续表

结果表明，气质专注性的年龄主效应显著（F（2，514）=5。92，p＜0。01），事后检验（Games-Howell法）表明，5岁幼儿（M=0。17，SD=1。05）和4岁幼儿（M=0。05，SD=0。93）的专注性水平均显著高于3岁幼儿的专注性水平（M=-0。19，SD=1。00）；性别的主效应显著（F（1，514）=6。78，p＜0。01），女孩的气质专注性（M=0。12，SD=0。86）显著高于男孩（M=-0。10，SD=1。09）。

气质活动性的年龄主效应显著（F（2，514）=4。21，p＜0。01），事后检验（Turkey法）表明3岁幼儿（M=0。14，SD=1。06）的气质活动性显著高于5岁幼儿（M=-0。17，SD=0。99）；性别主效应显著（F（1，514）=9。05，p＜0。01），男孩的气质活动性（M=0。09，SD=1。02）显著高于女孩（M=-0。15，SD=0。95）。

气质反应性的年龄主效应显著（F（2，514）=9。84，p＜0。001），事后检验（Turkey法）表明，5岁（M=0。14，SD=1。07）和4岁幼儿（M=0。07，SD=0。98）的气质反应性水平显著高于3岁幼儿（M=-0。30，SD=0。88）；性别主效应显著（F（1，514）=4。12，p＜0。05），女孩的气质反应性（M=0。06，SD=0。95）显著高于男孩（M=-0。09，SD=1。03）。

气质情绪性的年龄主效应显著（F（2，514）=6。51，p＜0。001），事后检验（Turkey法）表明，3岁幼儿（M=0。18，SD=0。89）的气质情绪性显著高于5岁幼儿（M=-0。22，SD=1。07）；性别主效应不显著（F（1，514）=0。98，p＞0。05）。

气质社会抑制性的年龄主效应显著（F（2，514）=22。28，p＜0。001），事后检验（Turkey法）表明，3岁幼儿（M=0。34，SD=0。88）的气质社会抑制性高于4岁（M=0。02，SD=0。92）和5岁幼儿（M=-0。39，SD=1。08），4岁幼儿的气质社会抑制性高于5岁幼儿；性别主效应不显著（F（1，514）=0。76，p＞0。05）。

2。幼儿气质对自我控制的影响

以自我控制总分为因变量，5个气质维度得分为自变量进行逐步回归分析，探索哪些气质因素可以影响自我控制的发展，结果见表9-5。

表9-5自我控制对气质逐步回归表

研究表明，气质专注性和气质反应性越高，自我控制水平越高；气质活动性、气质社会抑制性和气质情绪性越高，自我控制水平越低。

为进一步深入探讨幼儿发展中气质对自我控制影响的差异，即幼儿性别和年龄因素是否为气质对自我控制影响的调节变量，故进行性别与年龄的调节变量检验。

检验的具体方法为，首先，为了方便讨论年龄发展特点，以54个月为分界点，低于54个月的幼儿为低龄组，大于等于54个月的幼儿为高龄组，划分的原因是我们已经证明了4。5岁以后幼儿自我控制发展趋于平缓，是一个明显的拐点，把性别与年龄转换为虚拟变量（01计分）；其次，性别与年龄的虚拟变量分别与气质各维度的标准分相乘，生成交互项；最后，作分层回归，第一层采用强迫引入法（Enter法）引入性别、年龄、气质各维度等主效应，第二层采用逐步引入法（Stepwise法）引入交互项，探讨哪些主效应和交互项影响自我控制，结果见表9-6。

表9-6自我控制总分对性别、年龄、气质及因素交互项的分层回归表

表9-6中表明，除了性别、年龄、气质活动性和反应性作为主效应影响自我控制显著外，性别与专注**互项也对自我控制影响显著（β=0。15，p＜0。05），即性别因素是气质专注性对自我控制影响的调节变量，简单斜率检验表明，当性别=1（男生）时，专注性对自我控制的影响显著（β=0。15，p＜0。05），当性别=0（女生）时，专注性对自我控制没有影响，即男孩气质专注性对自我控制的影响要大于女孩。年龄与活动性的交互项对自我控制影响显著（β=-0。11，p＜0。05），即年龄是气质活动性对自我控制影响的调节变量，简单斜率检验表明，当年龄=0（低龄组）时，活动性的斜率为（β=-0。26，p＜0。001），当年龄=1（高龄组）时，活动性的斜率为（β=-0。37，p＜0。001），气质活动性对自我控制的影响高龄组比低龄组程度强。

（二）教师期望对自我控制的影响

1。幼儿教师期望的发展特点

在探讨幼儿教师期望对自我控制的影响前，首先考察幼儿教师期望的发展特点，分别以幼儿教师期望的3个维度为因变量（标准分数），做2（性别）×3（年龄）的多因素方差分析考察幼儿教师期望的发展特点，见表9-7。

表9-7幼儿教师期望性别与年龄多因素方差分析表

对于知识技能的教师期望，性别主效应不显著（F（1，514）=1。16，p＞0。05），年龄主效应显著（F（2，514）=5。76，p＜0。01），事后检验发现（Turkey法）教师对幼儿知识技能的期望随着年龄的增长而提高，对5岁组（M=0。24，SD=0。99）幼儿知识技能的期望显著高于4岁组（M=-0。07，SD=1。06）和3岁组幼儿（M=-0。14，SD=0。91）。

对于日常行为的教师期望，性别主效应显著（F（1，514）=18。50，p＜0。001），教师对女孩（M=0。20，SD=0。87）日常行为的期望显著高于男孩（M=-0。17，SD=1。08）；年龄主效应显著（F（2，514）=10。02，p＜0。001），教师对5岁组幼儿（M=0。30，SD=0。88）的日常行为的期望水平显著高于4岁组（M=-0。12，SD=1。02）和3岁组幼儿（M=-0。10，SD=1。03）。

对于心理品质的教师期望，性别主效应不显著（F（1，514）=1。98，p＞0。05），年龄主效应显著（F（2，514）=8。12，p＜0。001），事后检验（Turkey法）表明，教师对5岁组幼儿（M=0。27，SD=0。93）心理品质方面的期望显著高于4岁组（M=-0。14，SD=0。98）和3岁组幼儿（M=-0。08，SD=1。01）。

所有维度年龄和性别的交互效应均不显著（ps＞0。05）。

2。教师期望对自我控制的影响

以自我控制总分为因变量，教师期望3个维度为自变量，做逐步回归考察哪些幼儿教师期望维度可以影响自我控制，结果见表9-8。

表9-8自我控制对教师期望逐步回归表

逐步回归结果表明，教师对幼儿日常行为和知识技能的期望影响自我控制的发展，教师期望越大，幼儿自我控制越好。

为进一步深入探讨幼儿发展中教师期望对自我控制影响的差异，即幼儿性别和年龄因素是否为教师期望对自我控制影响的调节变量，进行调节变量检验。把性别与年龄转换为虚拟变量（01计分），分别与教师期望各维度的标准分相乘，生成交互项，做分层回归，第一层（Enter法）引入性别、年龄、教师期望各维度等主效应，第二层（Stepwise法）引入各交互项，探讨哪些主效应和交互项影响幼儿自我控制，结果见表9-9。

表9-9自我控制总分对性别、年龄、教师期望及因素交互作用的分层回归表

结果发现除了性别、年龄和知识技能期望主效应对自我控制有影响外，年龄与日常行为期望的交互项显著（β=0。15，p＜0。05），简单斜率检验表明，年龄=0（低龄组）时，教师对幼儿日常行为的期望对自我控制没有影响，当年龄=1（高龄组）时，教师对幼儿日常行为的期望对自我控制的影响显著（β=0。15，p＜0。05），即高龄组幼儿教师期望对自我控制的影响要大于低龄组幼儿；性别与日常行为的交互作用显著（β=0。14，p＜0。05），简单斜率检验表明，当性别=0（女生）时，教师对幼儿日常行为的期望对自我控制没有影响，当性别=1（男生）时，教师对幼儿日常行为的期望对自我控制影响显著（β=0。14，p＜0。05），即男孩教师期望对自我控制的影响要大于女孩。

（三）同伴接纳对自我控制的影响