涵化研究的两个十年：—一个总体评估和元分析?

化上的土壤，使之获得支持。?
同样，涵化以缓慢但却稳定的方式，意味着电视长期、有规律的戏剧性描述助长、再生了我们的个人主义和消费主义观念；对女性、儿童以及家庭的角色感知；进步、科技、平等以及机遇；还有关于不同群体的想像。所有这些从图解意义的行为和政策角度出发，依次反映和阐释文化生态。他们微妙地保持某些价值观和思想的活跃，同时排斥或忽视其他一些东西。渐渐地，细小变化的长期集聚和“共同观念”的维持就会在许多社会政策迥异的区域产生深远影响。?
不仅如此，涵化方向假设上的微小变化还可能被看作其他有分歧的社会群体之间观念认识差距上的缩小。虽然我们的元分析数据不强调直接地主流化，但意义最为深远的涵化后果之一或许就是缩小了原本可能更趋扩大的差异。这样，暴力感知方面1%的差异也可能预示着感知差异上的制约，这种制约如果没有电视的话也可能被扩大。?
因此，在轻度和重度收视者之间一个即便很小但却连续的差异的系统模式可能会导致非常严重的后果。那就是格伯纳及其同僚所强调的，在共同观点的涵化方面，一个细微但却普遍的变化(例如，代代相袭的)就可能改变文化生态，破坏社会和政治决议的平衡。而这种失衡并未引起统计学意义上的大的效果或者行为上的明显改变。?
此外，我们所做的是一个明显的关于已观测到的关联的元分析，目的仅仅在于纠正样本上的失误。（高度整体联合的样本值意味着我们关于样本误差的纠正是高度准确的；Hunter和Schmidt,第93页）。由于样本真实含量的稀释（测量手段不可信）及范围受限，我们推测的效果值是不准确的。将这些都纳入解释要求我们明了意义、标准偏差及信度，并且拥有一个与所有相关变量相联系的基模，然而这个信息在已发表的涵化文章中是很少见的。我们无法做到使这些统计学上的修正具有两种明确的结果：平均效果值估价过低，而所有各研究的效果值的标准偏差则估计过高（Hunter和Schmidt,1990,第156、198页）。换言之，我们可以说真正的关联是大于?091的，并且在许多涵化研究中仅由样本误差引起的可见变化的比例就大于40%。?
虽然大多数已报告的跨越各研究的涵化结果中的差异除了标志着样本误差外不能说明任何问题，但整个可见效果的状况依然保留了异质；迹象暗示调节因素确实存在。我们一直不无野心地去探寻所有的调节因素。但在大多数案例中，由样本误差引起的变化的比例都相当高，虽然在少数几个同质性案例中（女性、青少年、受教育程度高的群体），我们可以说，结果中的所有可见变化可能都只是源于样本误差。在那些与格伯纳及其同僚无关的其他人所作的涵化研究中，样本误差似乎也充分解释涵化发现中的变化。这些研究使用不以天为单位的收视测量手段，而且在态度测量之前对受访者提及电视，因而可能会对其数据造成污染。?

   
　
在效果测量中，逻辑方法上的特征招致了一些小的区别，诸如那些与格伯纳相关的或运用更多“传统的”方法的人倾向于得出更趋保守的涵化估计。但是研究特征检验不认为有任何明确的调节变量在发挥作用。这意味着虽然我们的数据资料确实表明，在涵化研究中有调节因素，但我们一直不能确定它们会是什么。这也是赫雷特-斯克杰鲁和艾伦(1996)在他们有关电视与性别角色感知的元分析中所发现的。当然，调节因素分析总体上受到统计学上权威不够的影响，特别是当研究数量很小时；真正的调节影响因素尚未发现（Hunter和Schmidt,1990,第88页）。在涵化研究的数量积累起来之后，未来的元分析将在我们尚未到达的地方揭示调节因素。?
它将指出我们的数据并不完全强调在涵化研究中什么成为最棘手的论争，那些已观测到的关联是否虚假也是个问题。对于元分析这一简单地估算效果大小的技术手段而言，回答上述问题是有难度的。尽管如此，由性别、教育和年龄这些人口统计学的关键因素组成的群体的平均效果检验仍是值得重视的，而这些模式未显露任何虚假的迹象。关于男性和女性的单独的元分析甚至显示了高于总体分析的平均效果值（r＝.11），这表明性别不知何故抑制着而不是调节着效果。在整个周期中的效果测量的总体曲线（倒U字型）模式是一个错综复杂、不可预期的结果，而未来的涵化研究将探索这一点(虽然，再一次地，这不是一个调节因素)。?

无论如何，群体内部的元分析不完全解决有关虚假的问题。全部数据库的模式只是为透视这个问题提供一个新的参照和视角。（对于独立性的假设的违背影响着可观测的变化，但它不影响评估的效果值，Hunter和Schmidt,1990,第480页）。在整个数据库中的1,302个简单的r组成的平均数值(以及转换到r的gamma)是.092——与52个全部独立评估的平均r值相同。而1,911个分离研究的平均数

《涵化研究的两个十年：—一个总体评估和元分析?(第8页)》