不仅如此，涵化方向假设上的微小变化还可能被看做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，p.93）。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，p.88）。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字形）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，p.480）。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1911个分离研究的平均数是非常相似的——事实上，后者甚至还稍稍高一些（r=.095）。这样，数据和方法都有效地说明，对于单个和多项控制的宽泛变化而言，涵化是有弹性的。尽管如此，我们还是希望，当元分析有所进展时，对类似beta和partial这样的系数的解释成为可能（Hunter和Schmidt，1990，p.502）。
涵化模式的控制是有弹性的，这一主张是如此大胆以致引来关于其虚假性的各种批评，同时也令格伯纳及其同僚无数次地致力于解说那些跨群体的涵化感受中的明显变异。但是亨特和施密特（1990）主张，没有运用元分析而试图解释观测到的结果中的变化（跨越各研究或跨越各群体的），这样做是去招致大量II型误差，并且是投机行为。
这是怎样通过对小群体变化的尊重完成的？让我们重访都伯和麦克当纳德（1979）的数据作为一个例子。检索表1.1中都伯和麦克当纳德发现，在4个不同地区的收视与恐惧感之间存在着广泛的不同关联，其不同关联受当地犯罪水平的制约。他们发现四地的平均关联值是.09（一个与现在的测量结果十分相似的系数），并且推断关联值过小而无关紧要。格伯纳及其同僚却从中看见了关联之间的区别（有意义的区别），从而主张去发现“共鸣”，并由此强化了高犯罪地区的关联。
都伯和麦克当纳德的失误在于他们的假设上，他们认为平均4个关联将总起来控制街区——那就是说，平均值是可以用来与局部相比较的。当那4个关联被拿来做元分析时，我们发现80％以上的变化可以纯粹由样本误差来解释！那就意味着那4个关联是高度相似的——虽然他们用肉眼看上去非常不同——全部来自一个平均值为.091的效果的同质分布。然而，假如他们的不同仅仅源于样本误差，那么格伯纳及其同僚关于共鸣的解释也可能是一种误导、一种投机的结果。这必定为目前遗留一个开放的问题。而在一个保守的测试中，格伯纳及其同僚确实发现关联呈有意义的区别，这个事实使得上述问题变得更加错综复杂。
这一分析也不附和主流化的论点。主流化模式产生的结果极端普通，这仅仅反映偶然情况似乎不大可能。事实上我们在受教育程度高的受访者中发现了一个偏高（并且更加同质化）的效果值，这与主流化的思想是相当一致的，重度收视者中受教育多的比那些受教育少的人更经常地在思想观点上“趋同”。未来的研究者们应努力促进已创制数据的元分析，以获取主流化思想的印证。
还有大量其他的重要问题我们在此无法处理。例如，个体对于社会暴力状况的量的总体感知与对他们自身成为暴力受害者的危险的感知，这二者之间是存在着区别的。（Gerbner及其同僚，1981a；Hawkins和Pingree，1982；Spark和Ogles，1990；Tyler和Cook，1984；Wakshlag及其同僚，1983）。为元分析方便起见，我们将有关暴力、恐惧、“丑恶世界”等观点均归于“暴力”名下，随着相关研究资料的更多积累，搞清楚这种区别是否作为涵化的调节因素起作用将变得较为容易。
我们也不区分“第一顺序”和“第二顺序”测量，因为那更多地与探讨涵化潜在的认识过程有关。当前，一些最有用的工作正在进展，以提供关于涵化怎样在认识层面“工作”的强有力线索（例如，Shrum和O’Guinn，1993）。这一领域未来的工作也可能导致对于主流化和其他变化发生过程的更深刻认识。
这里提交的结果仅仅开始勾勒涵化分析的整体的表面以及它所提出的问题。但是，回顾涵化研究的理论和方法以及我们元分析的结果，我们将强调“前进”的必要性。
我们解释我们的数据，将其作为一种结语，一种对过去20年中方法逻辑争论的一个总结，同时也作为一本新书的开篇。当然，并非所有的问题都解决了，但是，作为一个整体，这些数据显示，涵化理论已经非常充分地表述了其成果的性质、重要性以及弹性。
对于涵化研究者来说，关键问题不一定是人们的看法发生了什么变化，关注的中心也不应该远离文化或制度框架（政治的、经济的和法律的），后者支撑着信息系统的特殊类型的连续控制。这样，涵化研究应重申它的批评的根源。同样地，虽然我们不要求涵化研究者背离他们对定量研究方法的依赖，但是我们相信，对涵化中的某些不同“过程”的检验时机已经成熟。譬如，或许在叙事理论与涵化之间可以制造丰富的连接点。最新发表的传播研究正在越来越多地阐述叙事的重要性，认为涵化本身隐含着一个教养、文化文明的叙事性解释。似乎有理由认为，涵化检验可以开始建立理论并且测试涵化结果与叙事形式之间的关联。
这意味着在修辞学和批评的文化研究上的整体的新的可能关联；如果这些多种的路径被看做补充的而非一个总数为零的争论范围之外的游戏，那么许多重要的新的综合性就可能得到提升。以往涵化研究的精神总是主张一种综合的方法，其中叙事理论可以被挂上涵化逻辑方法的战车，以提供更多有关涵化过程的特殊详尽解释。我们对涵化的理解也可以受益于人类学有关小群体内部（个人、职业以及家庭）的研究，它所提供的大范围调查的数据资料是十分难得的。
回眸过去的20年，可以清晰地看到，格伯纳的工作建立了一个宏大的具有经典价值和可操作性的理论范式。但是涵化研究者依然面临许多其他的任务（参见Morgan和Signorielli，1990，部分目录）。这项工作的国际化拓展正在继续。在格伯纳领导的文化环境运动的倡导之下，涵化结果正在转化为社会行为。新的涵化研究频频出现，有些改写了旧的程式，有的拓开了新的天地。最为重要的是，涵化研究的基本任务仍然是关注与社会政策制定相关的文化指标：只要电视存在，就永远有必要去建立电视理论并评估它的影响。就像科技和政策不可避免地变化（或者走入一个怪圈）一样，涵化理论和数据资料正在进行的交互影响为我们提供了批判性的眼光，从而对希望生活在什么样的文化中作出选择。
