温忠麟在其著作中定义了中介变量，“考虑自变量X对因变量Y的影响，如果X通过影响变量M来影响Y，则称M为中介变量。”[2]中介作用则是X如何通过影响变量M来影响Y。中介变量是联系两个变量之间关系的纽带，在理论上，中介变量意味着某种内部机制。自变量X的变化引起中介变量M的变化，中介变量M的变化引起因变量Y的变化[3]。中介变量是重要的统计概念，若自变量X对因变量Y的影响是通过变量M实现的，则变量M为中介变量，X通过M对Y的间接影响称为中介效应。研究中介变量的中介作用可以探索X与Y变量之间关系的内部作用机理[4]。对于中介变量及中介效应的研究，受到了管理学、心理学和教育学领域学者的关注。
在管理学领域，有学者将魅力型领导、群体效能感和群体绩效整合在一个模型中，认为群体中的魅力型领导风格有助于群体效能感的增强，从而提升了群体绩效，因此群体效能感对于魅力型领导风格和群体绩效之间的关系具有中介作用[5]。
有研究人员采用创伤暴露问卷、社会支持问卷、自我效能感量表、创伤后应激障碍症状核查表和创伤后成长问卷，在汶川地震8.5年后对地震极重灾区的1185名中学生进行调查，考察社会支持对创伤后应激障碍（PTSD）和创伤后成长（PTG）的影响，并检验自我效能感在其中的中介作用。结果发现：在控制创伤暴露程度、性别和年龄等变量后，社会支持不仅可以直接负向预测PTSD、正向预测PTG，也可以通过自我效能感的中介作用负向预测PTSD、正向预测PTG。这表明，自我效能感在社会支持与PTSD、社会支持与PTG的关系中都具有部分中介效应[6]。
在教育学、心理学领域，研究者采用《教师合作学习心理模型问卷》《教师教学效能感问卷》和《教师工作绩效问卷》，在浙江省内中小学发放问卷950份，收回有效问卷707份，考察了教师合作学习心理模型与教师教学效能感、教师工作绩效的关系。教师教学效能感问卷采用申继亮、俞国良等人编制的问卷，该问卷包括教学效能感和一般教育效能感两个维度，共27个项目，采用6级评分制。教师工作绩效问卷采用钟燕（2007）编制的教师自评绩效问卷，该问卷包括任务绩效和关系绩效两个维度，共19个项目。问卷采用5级评分制[7]。采用教师关怀行为问卷、学生学习效能感问卷调查1430名中学生，考察教师关怀行为、学生学习效能感和学业成绩之间的关系。结果发现：学生学习效能感在教师关怀和学生的学业成绩之间起着部分中介作用，其中介效应值为0.25，并且学习效能感的两个维度中的学习能力效能感的中介效应（效应值为0.18）大于学习行为效能感（效应值为0.04）的中介效应。[8]在高等教育学领域，有学者探讨自我效能感在积极完美主义与拖延行为之间的中介作用。以624名大学生为被试考察了自我效能感在积极完美主义和唤起性、回避性两类拖延行为之间的中介作用。研究发现自我效能感在积极完美主义对唤起性拖延的负向影响中起了部分中介作用（中介效应占总效应的33.4%），而在积极完美主义对回避性拖延的负向影响中起了完全中介作用。其结论是：在积极完美主义对不同种类的拖延行为的影响中，自我效能感起了不同的中介作用。[9]在高等教育学领域，也有学者探讨自我效能感在大学生主观社会支持与抑郁间的作用机制。采用贝克抑郁自评量表（BDI-13）、一般自我效能感量表（GSES）、社会支持问卷（SRRS）对451名大学生进行问卷调查。发现抑郁与自我效能感（r=-0.421）和主观社会支持（r=-0.329）呈负相关关系（P0.001）；自我效能感在主观支持与抑郁间起着部分中介作用，其中中介效应占总效应的比例为23.87%。其结论是：提高大学生对社会支持的主观感知能力，并提高其自我效能感水平，将有利于减少大学生抑郁情绪的发生。[10]有学者对研究生的自我效能感进行了研究，考查一般自我效能感在研究生时间管理倾向与学习拖延之间的中介作用。采用学习拖延问卷、青少年时间管理倾向量表、一般自我效能感量表及自编一般人口学变量调查表，对广西部分高校668名研究生进行调查，收回有效问卷589份。结果发现，时间监控感和时间效能感对研究生学习拖延行为具有极其显著的负向预测作用；时间监控感既直接影响学习拖延行为，又通过自我效能感对其产生间接影响，中介效应占总效应的比例是22.8%；时间效能感既直接影响学习拖延行为，又通过自我效能感对其产生间接影响，中介效应占总效应的比例是30.3%。其结论是：自我效能感在研究生时间管理倾向与学习拖延行为之间起着中介作用。[11]还有学者探讨社会支持各维度和大学生希望的关系及其自尊和自我效能感在其中的作用机制，采用社会支持评定量表、希望特质问卷、自尊量表和一般自我效能问卷对756名大学生进行调查。结果发现：社会支持的主观支持维度对大学生的希望有着显著的正向预测作用，客观支持和支持利用度两个维度对希望的预测作用不显著；自尊和自我效能感在主观社会支持对希望的预测关系中有非常显著的中介作用，而自我效能感的中介效应更显著。[12]有学者为了检验非理性拖延量表（IPS）在我国大学生群体中的适用性，探讨自我效能在拖延与健康行为之间的中介作用。采用IPS中译本，对348名本科生进行初测；将基于初测修订的IPS中文版与主动拖延量表（NAPS）、一般自我效能感量表（GSES）和自评健康行为量表（RHBC）一起在745名本科生中正式施测。结果发现：自我效能是拖延影响健康行为的中介变量，其中介效应为0.044，中介效应占总效应的比例为36.2%。证实了在大学生消极拖延对健康行为的影响中，自我效能起了部分中介作用[13]。
学者们尝试探索了效能感在其他情景下的中介效应。例如，自我效能感在员工情绪智力和工作绩效之间的中介作用[14]，自尊和自我效能感在社会支持和大学生希望之间的中介作用[15]，情绪调节效能感在人格特质和社会适应不良之间的中介作用[16]。学者们的研究成果表明，自我效能感在个体因素、环境因素、个人行为和行为结果之间存在中介作用。表明了自我效能感是一个值得关注的一个因素。
基于以上文献分析，本研究把博士生自我科研效能感作为中介变量，通过中介作用检验程序，分别验证博士生的科研自我效能感的中介机制。据此，本研究中的导学关系、博士生自我科研效能感、博士生科研投入三个变量的关系可以用以下三个方程说明：
Y=cX+e1…………………………………………………（1）
M=aX+e2………………………………………………（2）
Y=c-'X+bM+e3…………………………………………（3）
其中Y为因变量（博士生科研投入），X为自变量（导学关系信任度），M为中介变量（博士生自我科研效能感），a，b，c、c-′为系数。
图6-1 中介变量路径图
本研究采用逐步检验法来检验博士生自我科研效能感的中介作用。肯利（Kenny）及其同事描述的中介效应检验程序是使用较多的检验程序，该方法易于理解和操作，具体步骤如下：
a.检验总效应系数c是否显著，即自变量与因变量之间是否存在显著关系。如果c显著则继续进行随后的分析，如果不显著中介分析终止。
b.检验自变量作用于中介变量效应a是否显著；如果a显著则继续进行随后检验，否则终止分析，中介效应不存在。
c.检验中介变量作用于因变量效应b是否显著；如果b显著则继续进行随后检验，否则终止分析，中介效应不存在。
d.检验直接效应c’是否显著。在a和b都显著的情况下，如果c’不显著说明存在完全中介，否则存在部分中介效应。
温忠麟教授把这一过程进行了总结，用一张图清楚地描述了这一个过程。(www.xing528.com)
图6-2 中介效应检验程序
资料来源：温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用[J].心理学报，2005，37（2）：268-274.
具体操作步骤：
第一步，做博士科研投入与导学关系之间的回归结果，检验路径c。从检验结果看，P=0.0000具有显著性，通过检验。（表6-8）
表6-8 博士科研投入与导学关系之间的回归结果
第二步，做博士生科研自我效能感与导学关系之间的回归，检验路径a，检验结果表明，P=0.0000具有显著性，通过检验。（表6-9）
表6-9 博士生科研自我效能感与导学关系之间的回归结果
第三步，做博士生科研投入、博士生科研效能感和导学关系的回归，路径b和路径c’，检验结果表明，P=0.0000具有显著性，通过检验。（表6-10）
表6-10 博士生科研投入、博士生科研效能感和导学关系的回归结果
博士生自我科研效能感在博士生科研投入与导学关系之间的中介效应检验结果表明，博士生自我科研效能感在博士生科研投入与导学关系之间的中介效应具有中介效应。其中，直接效应为0.18，间接效应为0.31，总效应为0.49。（表6-11）
表6-11 博士生自我科研效能感在博士生科研投入与导学关系之间的中介效应
免责声明：以上内容源自网络，版权归原作者所有，如有侵犯您的原创版权请告知，我们将尽快删除相关内容。
