涵化研究的两个十年：—一个总体评估和元分析?

的量值（r＝.107,K＝13，），效果变化上没有什么异质（比样本误差所预计的变化要小）。在老年群体中效果值下降（r＝.083,K＝13），伴随着效果变化上较少的异质（效果量值中58%的变化源自样本误差；表1.2显示所有年龄群体的统计资料）。如此看来，尽管未来研究可以探索一些有意思的模式，我们还是可以推断出，年龄不调节涵化关联。
因为人口统计学群体不解释所有的涵化变化，我们也将各项研究的特性作为潜在的调节变量加以检验。在这一逻辑下，不同研究的方法上的变化程度可能会导致不同的结果。?
进一步的分析?
涵化研究中的一个著名议题，就是包括和涉及格伯纳、格鲁斯、摩根以及森各瑞利的一个小组连续开展的许多研究(他们在1970年代至1980年代期间实施了大量最初的涵化研究)。这个小组包括就读宾夕法尼亚大学的研究生，以及后来和最初的团队成员保持联系的那些人，这些团队设在诸如马萨诸赛州大学和德拉威州大学这样的地方。然而，涵化研究也一直被这个核心小组之外的人所从事，包括批评、友好地修正，等等诸如此类。我们感兴趣的是，结果的不同是否跨越这些研究小组，是否所用方法的不同成为批评性讨论的焦点。?
核心（即Gerbner）小组发布的研究有一个r＝.088（K＝31）的平均效果值。这个研究小组采用的大样本（43,000个以上）意味着，由样本误差解释的变化不多（大约30%，鳘 2＝99.2,df＝32,p＜.001＝，这说明调节变量正在这个研究群体中起作用。核心小组之外的学者们所作的研究仍然显示了一个较高的平均效果（r＝.100），伴随着同质的变化（效果值中75%的变化可由样本误差解释，鳘 2＝29.77,df＝20,p＝.07）。颇有意思并且出乎意料的是，与格伯纳及其同僚相关的研究者们报告的结果显示了一个在效果空间上相当宽泛的多样性，而且由其他人报告的结果中的变化可以被解释为仅仅是样本误差所致。无论如何，这个特殊研究的特性不调节涵化关联。?

   
　
另一项是有关自变量的测量。某些争论的焦点一直是，整个收视量与特别节目的收视量这两种测量何者更适用。虽然我们认为运用整体收视测量作为独立变量有着重要的理论前提，但在元分析的项目中我们却发现二者的差异比我们想象的要小得多。那些运用常规方法（收视量）的研究总计一个平均效果值为.096。那些运用所有其他方法的总汇为一个较小的效果值.076。两组群体都展现了效果值变化上的异质。这说明有关测量特定节目收看情形的方法更佳的论点难以立足。尤为重要的是，就其本身而言，在涵化运作的整体上，这不是一个调节因素。?
就像我们此前所提到的，在某些研究中受访者被告知他们正在参与的调查必须与对电视的感知有关，或者测量电视收视的手段比社会真实感受更重要。这些训导事实上污染了数据并且导致了不一样的效果吗？这样的研究倾向于得出偏高的效果值（r＝.117,K＝8）。没有制造这些误差的研究的平均效果值为.095(K＝33)。一个我们没有相关信息的研究小组则得出一个居中的结果（r＝.103,K＝11）。没有告知受访者研究性质的调查实施具有最高的“真实”变化，约在50%上下。作为对比，那些给受访者某种敏感暗示和那些在论文中没有交代任何相关信息的研究，其报告的效果值的变化似乎整个地都是由于样本误差所致。因此，由于不了解各项研究中每组群体变化的同质性，我们可以推测潜在的污染不是一个真实的调节因素。?

有些研究用一天收视时数来估算收视情形；还有些用一周的看电视时数、电视节目表以及其他多种多样的方式来测量。用一天收视时数作为收视测量的研究所得平均效果值为.09(K＝34,伴随着效果值的异质变化，鳘 2＝108.9,df＝33,p＜.001＝。运用其他测量方式的研究所得平均效果值为.092(虽然这些结果在效果值上几乎未显示有何超越样本误差的变异产生，鳘 2＝18.5,df＝17,p＝.35)。数据显示，以每天收视为准的研究与其他方法的研究无甚区别，这一结果再一次平息了在此问题上的争议。然而，那些不以日收视量为准的研究的恒定性还有待探究。这些研究中有许多都是用较小的样本值，这些样本在预期的变异中扮演某种角色，因为从小样本研究中所得结果更加受到样本误差的支配。?
事实上，或许只有当样本量被比较时，最广泛的区别才可看到。大量的随机的有代表性的样本显然优于小的便利样本。当我们进行如下分析时，个中原因即可明了。在对小（N＜600＝样本进行元分析时,其平均效果值为.136,而大（＞600）样本则为.085。大小样本群体均展现了效果值变化上的某些异质，因此这不能被看作一个真正的调节变量，虽然从描述情形来看这一模式是颇有意味的：在小样本研究中一个

《涵化研究的两个十年：—一个总体评估和元分析?(第6页)》