AZ ÉRZELMEK MÉRÉSE SKÁLA (AES-HU) FAKTORSZERKEZETÉNEK ÉS VALIDITÁSÁNAK ELEMZÉSE

Magyar Pszichológiai Szemle, 2012, 67. 3. 431–447. DOI: 10.1556/MPSzle.67.2012.3.2.

AZ ÉRZELMEK MÉRÉSE SKÁLA (AES-HU) FAKTORSZERKEZETÉNEK ÉS VALIDITÁSÁNAK ELEMZÉSE ———

NAGY HENRIETT ELTE PPK Pszichológia Intézet E-mail: [email protected] Beérkezett: 2011. március 20. – Elfogadva: 2012. január 19.

Az AES-HU a vonás-érzelmi intelligencia kutatási gyakorlatban legszélesebb körben alkalmazott mérőeszköze. Kutatásunk egyrészt az AES-HU belső struktúrájának elemzésére irányult, másrészt a skála validitását teszteltük a vonás-érzelmi intelligencia alexithímiával, depresszióval és diszpozicionális optimizmussal mutatott összefüggésein keresztül. Az AES-HU belső struktúrájának igazolásához egy 165 fős egyetemistákból álló mintán megerősítő faktorelemzést, a kérdőív validitásának teszteléséhez pedig egy 186 fős egyetemista mintán korrelációs elemzéseket végeztünk. Eredményeink azt mutatják, hogy a SALOVEY és MAYER (1990) -féle érzelmi intelligencia modell hat dimenziójából kettő (az érzelmek kifejezése, az érzelmek szabályozása másoknál) nem azonosítható egyértelműen a kérdőívben. A négy azonosított faktor (az érzelmek értékelése önmagunknál, az érzelmek értékelése másoknál, az érzelmek szabályozása önmagunknál, az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban) és a fölérendelt másodrendű faktor esetében azonban megfelelő belső konzisztencia mutatókat találtunk. Az érvényesség tesztelésére irányuló vizsgálatunk azt jelezte, hogy az AES-HU útján mért vonás-érzelmi intelligencia negatív kapcsolatban áll az alexithímiával és a depresszióval, illetve pozitív kapcsolatot mutat a diszpozicionális optimizmussal. Eredményeink támogatják a skála érvényességét. Kulcsszavak:

vonás-érzelmi intelligencia, Érzelmek Mérése Skála, faktorszerkezet, érvényesség

BEVEZETÉS Az érzelmi intelligencia olyan információkezelő képességegyüttes, amely az érzelmek alkalmazkodást szolgáló, kognitív hatékonyságot erősítő funkcióját aknázza ki. Az érzelmileg intelligens személyek magas szinten képesek hasznosítani a 431

432

Nagy Henriett

saját és mások érzelmi állapotaiban rejlő lehetőségeket, képesek felismerni, hogy érzelmeik és hangulataik milyen jelentős hatást gyakorolnak megismerő folyamataikra és társas kapcsolataikra, valamint képesek kivédeni az érzelmek lehetséges romboló hatásait. Ehelyett az érzelmeiket úgy hasznosítják, hogy azok serkenteni tudják a kognitív és társas működésüket és előmozdítják fejlődésüket. Az érzelmi intelligencia mérésére két alapvetően eltérő módszer is elterjedt: teljesítményteszteket és önjellemző kérdőíveket is kidolgoztak az érzelmi intelligencia modellekben (lásd SALOVEY és MAYER, 1990; MAYER és SALOVEY, 1997; BAR-ON, 1997; GOLEMAN, 1997; COOPER és SAWAF, 1997) felsorolt komponensek mérésére. Ugyanakkor néhány szerző (például BRACKETT, RIVERS, SHIFFMAN, LERNER és SALOVEY, 2006; BRACKETT és SALOVEY, 2006; GOLDENBERG, MATHESON és MANTLER, 2006) felhívta a figyelmet arra, hogy a teljesítményteszttel mért és a kérdőívvel mért érzelmi intelligencia két elkülönülő egyéni különbséget ragad meg. PETRIDES és FURNHAM (2001) a világos megkülönböztetés céljából bevezette a vonás-érzelmi intelligencia és a képesség-érzelmi intelligencia fogalmait. Jelen tanulmány kizárólag az önjellemző kérdőívvel mért vonás-érzelmi intelligenciára fókuszál. A vonás-érzelmi intelligencia kutatási gyakorlatban legszélesebb körben alkalmazott mérőeszköze a jelen tanulmány középpontjában álló Érzelmek Mérése Skála (Assessing Emotions Scale, AES), amelyet a következő alfejezetben részletesen bemutatunk.

Az Érzelmek Mérése Skála1 Az érzelmi intelligencia mérésére összeállított kérdőívet SCHUTTE, MALOUFF, HALL, HAGGERTY, COOPER, GOLDEN és DORNHEIM 1998-ban dolgozta ki. A teszt szerkesztése során − SALOVEY és MAYER (1990) érzelmi intelligencia modelljét alapul véve – 62 tételt állítottak elő, majd egy 346 fős minta bevonásával feltáró faktoranalízist végeztek, amely egy 33 tételes skála kidolgozásához vezetett (egy faktorra súlyozódott a 33 tétel, ami az elméleti modell minden elemét reprezentálja). SCHUTTE, MALOUFF, HALL és munkatársai (1998) a 33 tételes skála kapcsán kiváló megbízhatósági mutatókról számoltak be (Cronbach-alfa = 0,9; a két hetes időperiódusra vonatkozó teszt-retesz korreláció: r = 0,78). A kérdőív validálására irányuló vizsgálatok eredményei igazolták, hogy az AES összpontszám az elmélettel kapcsolatba hozható konstruktumok közül az alábbiakkal az elvárásoknak megfelelő együttjárást mutat: 1. alexithímia (Toronto Alexithymia Scale), 2. érzelmekre figyelés (Trait Meta Mood Scale, figyelem skála), 3. világos érzések (Trait Meta Mood Scale, világosság skála), 4. hangulatjavítás (Trait Meta Mood 1

A kérdőívre a nemzetközi szakirodalom több különböző elnevezéssel is utal: Emotional Intelligence Scale, EIS; Schutte Self Report Inventory, SSRI; Assessing Emotions Scale, AES; Schutte Self Report Emotional Intelligence, SSREI. A hazai szakirodalomban a skála két elnevezéssel fordul elő: Érzelmek Mérése Skála, Schutte-féle Önbeszámolós Érzelmi Intelligencia Skála. A skála kidolgozói legújabban (SCHUTTE, MALOUFF és BHULLAR, 2009) az Assessing Emotions Scale (Érzelmek Mérése Skála) elnevezést alkalmazzák, ezért a jelen tanulmányban mi is ezt az elnevezést használjuk.

432

Az Érzelmek Mérése Skála (AES-HU) faktorszerkezetének és validitásának elemzése

433

Scale, hangulatjavítás skála), 5. optimizmus (Life Orientation Test), 6. impulzuskontroll (Barratt Impulsiveness Scale), 7. depresszió (Zung Depression Scale). A skála egyedüli kivételként az érzelmek non-verbális kifejezésével (Affective Communication Test) nem mutat az elvárásoknak megfelelő kapcsolatot. További adatok azt mutatják, hogy a skála segítségével megbízhatóan lehet előre jelezni az első év végén szerzett főiskolai érdemjegyeket, valamint a terapeuták magasabb pontszámokat érnek el a skálán, mint a pácienseik vagy a rabok. A skálán elért pontszám nem áll kapcsolatban a kognitív képességekkel (SAT pontok átlaga), továbbá a vonás-érzelmi intelligencia összpontszám a Big Five dimenziók (NEO Personality Inventory) közül csak az élményekre való nyitottsággal mutat összefüggést (SCHUTTE, MALOUFF, HALL és mtsai, 1998). Az alexithímia koncepciója olyan páciensek klinikai megfigyeléséből alakult ki, akik gyengén reagáltak a belátás-orientált pszichoterápiákra. HORNEY (1952) a kezelésre való nem reagálás okaként az érzelmi tudatosság alapvető hiányát, a saját mentális élmény iránti minimális érdeklődést, és a konkrét gondolkodási stílust nevezte meg. Az alexithímia fogalmat két évtizeddel később SIFNEOS (1973) vezette be, aki a klasszikus pszichoszomatikus betegségeket mutató páciensek személyiségjellemzőit kutatta, és azt találta, hogy sokaknak e páciensek közül komoly nehézségeik vannak a belső mentális állapotaik megértésében és leírásában. Az alexithímia konstruktuma az újabb keletű definíciók értelmében az alábbi jellemzőkből áll: nehézségek az érzelmek azonosításában, valamint az érzések és az érzelmi arousal testi érzeteinek megkülönböztetésében, nehézségek az érzések másoknak való leírásában, korlátozott képzeleti folyamatok, és ingerkötött, külsőleg orientált gondolkodási stílus (TAYLOR és BAGBY, 2002). Számos empirikus bizonyíték jelzi, hogy az alexithímia és az érzelmi intelligencia konstruktumai szoros kapcsolatban állnak egymással, bár az alexithímia szűkebben definiált fogalom (például PARKER, TAYLOR és BAGBY, 2001; SCHUTTE, MALOUFF, HALL és mtsai, 1998; TAYLOR, BAGBY és PARKER, 1997). CARVER és SCHEIER (1981, 1990) az optimizmust – vagyis, hogy a jövőnkkel kapcsolatban azt várjuk, hogy sok jó dolog és kevés rossz dolog fog történni velünk – egy személyiségvonásként, vagyis egy tartós hajlamként definiálták. Szerintük a diszpozicionális optimizmus az önszabályozási rendszer mediálásán keresztül képes a pozitív hatásait elérni. Egy optimista személy, amikor a kitűzött céljaival kapcsolatosan nehézségek merülnek fel, képes továbbra is azt gondolni, hogy elérheti a céljait, a pesszimista viszont nem hisz ebben, az optimizmus így további erőfeszítésekhez, a pesszimizmus pedig a célok feladásához vezet. Számos kutatás (például SELIGMAN és CSIKSZENTMIHÁLYI, 2000) mutatott rá arra, hogy az optimizmus magasabb szintjével jellemezhető személyek jobb hangulatúak, kitartóbbak, sikeresebbek az élet számos területén, és jobb fizikai egészségnek örvendenek. Az érzelmi intelligencia jelentősége leginkább a stresszel és megküzdéssel kapcsolatban nyilvánul meg, az érzelmi intelligencia egyike a hatékony megküzdést elősegítő úgynevezett protektív tényezőknek. MATTHEWS és ZEIDNER (2000) megfogalmazásában az „adaptív megküzdés úgy határozható meg, mint az érzelmi intelligencia működés közben” (460). SALOVEY és MAYER (1990) az érzelmi intelligenciáról szóló legelső cikkükben amellett foglaltak állást, hogy az érzelmi 433

434

Nagy Henriett

intelligencia legfőbb jelentősége a lelki egészség előmozdítása. Az érzelmi intelligenciához sorolt képességek elősegítik, hogy a személy hatékonyabban küzdjön meg az őt érő stresszkeltő hatásokkal. Egy érzelmileg intelligens személy inkább kihívásként, mint fenyegetésként értékeli a stresszkeltő körülményeket, valamint képes a körülményeknek legjobban megfelelő megküzdési stratégia kiválasztására és kivitelezésére. SALOVEY, ROTHMAN, DETWEILER és STEWARD (2000) szerint az olyan alapvető érzelmi kompetenciák (mint például az érzelmek pontos észlelése és kifejezése) hiányosságai nehezítik a komplexebb megküzdési készségek kialakulását (például az érzelmek szabályozása). SALOVEY, BEDELL, DETWEILER és MAYER (2000) egy empirikus kutatásban rámutatott arra, hogy azok a személyek, akik nyitottak az érzelmi élményeikre (ideértve a negatív érzelmeket is) alacsonyabb szintű depresszióról számolnak be. Azok pedig, akik jól tudják szabályozni az érzelmeiket képesek arra, hogy kellemes dolgokkal foglalják el magukat, és így tereljék el a figyelmüket a negatív eseményekről. Az érzelmileg intelligens személyek kivételessége abban van, hogy képesek egyensúlyban tartani, hogy mikor néznek szembe a negatív érzelmeikkel, és mikor alkalmaznak elterelést, továbbá ezek a személyek inkább képesek természetesnek felfogni az egy-egy traumára adott negatív érzelmi válaszaikat, képesek a negatív helyzetet szélesebb perspektívából is látni, és igyekeznek pozitívumokat találni a negatív szituációban is. A publikálás óta számos tanulmányban használták az AES-t (lásd például CIARROCHI, CHAN és BAJGAR, 2001; PETRIDES és FURNHAM, 2000; SAKLOFSKE, AUSTIN és MINSKI, 2003; SCHUTTE, MALOUFF BOBNIK, COSTON, GREESON, JEDLICKA és mtsai, 2001). A kérdőívre vonatkozó adatok többsége támogatja a skála megbízhatóságát és érvényességét, a különböző tanulmányokban közölt Cronbach-alfa értékek a totál skálára vonatkozóan 0,84 és 0,9 között mozognak. Ugyanakkor számos kritika is megfogalmazódott a mérési eljárással kapcsolatban, a legtöbb tanulmány a skála faktorszerkezetét kérdőjelezte meg (lásd például PETRIDES és FURNHAM, 2000). Eredetileg a teszt szerkesztői a skála egydimenziós struktúrája mellett érveltek, azonban több egymástól független tanulmány többfaktoros megoldást javasolt: néhányan (PETRIDES és FURNHAM, 2000; SAKLOFSKE, AUSTIN és MINSKI, 2003; KEELE és BELL, 2008) négy faktor (1. optimizmus/hangulatszabályozás, 2. érzelmek értékelése, 3. társas készségek, 4. érzelmek hasznosítása) mellett érveltek, mások (AUSTIN, SAKLOFSKE, HUANG és MCKENNEY, 2004) háromfaktoros (1. optimizmus/pozitivítás, 2. érzelmek szabályozása és hasznosítása, 3. érzelmek értékelése) struktúrát erősítettek meg. Egy korábbi, hazai mintán végzett kutatás szintén ez utóbbi háromfaktoros megoldás mellett érvelt, azonban azt is hangsúlyozta, hogy az egy, és négyfaktoros megoldásokat sem lehet elvetni, az azokhoz tartozó illeszkedési mutatók is elfogadhatóak (KUN, URBÁN, BALÁZS, KAPITÁNY, NAGY, OLÁH és DEMETROVICS, 2011; KUN, BALÁZS, KAPITÁNY, URBÁN és DEMETROVICS, 2010). Azontúl, hogy az eddigi kutatások nem jutottak egységes álláspontra a skála belső struktúráját illetően, a korábbi faktorelemzések kritikájaként felhozható az is, hogy ezek a skála faktoraiként olyan összetevőket is megfogalmaztak, amelyek az eredeti modell szerint nem részei az érzelmi intelligenciának (például optimizmus/pozitivítás). 434


435

A skála faktorszerkezetével kapcsolatban felmerülő problémák megoldása céljából GIGNAC és munkatársai (2005) kvalitatív elemzés útján azonosították a kérdőíven belül az elméleti modell (SALOVEY és MAYER, 1990) által leírt hat kategóriát (az érzelmek értékelése önmagunknál, az érzelmek értékelése másoknál, az érzelmek szabályozása önmagunknál, az érzelmek szabályozása másoknál, az érzelmek kifejezése, és az érzelmek felhasználása)2 majd e struktúra tesztelésére megerősítő faktorelemzést végeztek. Eredményeik azt mutatják, hogy a hat dimenzióból kettő (az érzelmek kifejezése, és az érzelmek szabályozása másoknál) nem azonosítható egyértelműen a kérdőívben. A szerzők ugyanakkor arról számolnak be, hogy a hatfaktoros modell illeszkedési mutatói jobbak a korábban javasolt egy és négyfaktoros megoldásoknál. A TANULMÁNY CÉLKITŰZÉSEI A tanulmányban bemutatásra kerülő két kutatás a vonás-érzelmi intelligenciát mérő Érzelmek Mérése Skála (AES) pszichometriai jellemzőit teszteli. A vizsgálat elsődleges célkitűzése annak a kérdésnek a megválaszolása, hogy a SALOVEY és MAYER által 1990-ben definiált érzelmi intelligencia modell komponensei menynyiben képeződnek le az AES kérdőívben, képes-e ez a skála az elméleti modellben leírt komponensek (az érzelmek értékelése önmagunknál, az érzelmek értékelése másoknál, az érzelmek kifejezése, az érzelmek szabályozása önmagunknál, az érzelmek szabályozása másoknál, az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban) megbízható és érvényes operacionalizálására. Az első kutatás az AES-HU(28) belső struktúrájának elemzésére vállalkozik, a második kutatás pedig a skála validitását elemzi, a vonás-érzelmi intelligencia pontszám alexithímiával, depresszióval és diszpozicionális optimizmussal mutatott összefüggésein keresztül. Az érzelmi intelligencia modellek fentiekben ismertetett elméleti felvetései, és a korábbi empirikus adatok alapján azt feltételeztük, hogy a vonás-érzelmi intelligencia negatív kapcsolatban áll az alexithímiával és a depresszióval, illetve pozitív kapcsolatot mutat a diszpozicionális optimizmussal. MÓDSZER

Vizsgálati személyek és eljárás Az AES-HU(28) belső struktúrájának igazolásához egy 165 fős (56 férfi és 109 nő) mintán (továbbiakban: első minta) konfirmációs (megerősítő) faktorelemzést végeztünk. A legfiatalabb résztvevő 18, a legidősebb 43 éves volt, az átlagéletkor 2

A kvalitatív elemzés eredménye szerint öt tétel nem feleltethető meg az elméleti modell egyik összetevőjének sem. A GIGNAC és munkatársai (2005) által javasolt struktúra így összesen 28 tételből áll. A kérdőív 28 tételes verziójára a továbbiakban a következő módon utalunk: AES-HU(28).

435

436

Nagy Henriett

22,2 év (SD = 3,39). A vizsgálati személyek közül 106 fő nem pszichológushallgató (közgazdász, informatikus, pedagógus, andragógus), 59 fő pszichológushallgató egyetemista. A mintavétel kényelmi és hozzáférhetőségi alapon történt. Az elemzés az AMOS 4. programcsomaggal készült, egyrészt a GIGNAC és munkatársai (2005) által javasolt hatfaktoros megoldást, másrészt a SCHUTTE, MALOUFF és munkatársai által (1998) javasolt egyfaktoros megoldást teszteltük. A tanulmány célkitűzésének megfelelően az elemzésbe az AES-HU tételei közül csak azokat vontuk be (28 tétel), amelyek a GIGNAC és munkatársai (2005) által végzett kvalitatív elemzés szerint egyértelműen hozzárendelhetőek a SALOVEY és MAYER által 1990-ben leírt elméleti modell valamelyik összetevőjéhez (lásd 1. számú melléklet). Az AES-HU(28) validitásának teszteléséhez egy 186 fős (78 férfi és 108 nő) mintán (továbbiakban: második minta) korrelációs elemzéseket végeztünk. Az eredeti mintából (189) 3 főt a hiányos tesztkitöltés miatt ki kellett zárnunk. A legfiatalabb résztvevő 19, a legidősebb 29 éves volt, az átlagéletkor: 22,0 év (SD = 1,96). A vizsgált egyetemisták közül 81 fő pszichológushallgató, 102 fő nem pszichológushallgató, 3 fő esetében pedig nem tudjuk a szakot. A nem pszichológushallgató egyetemisták összesen 35 különböző szak hallgatói3. A mintavétel kényelmi és hozzáférhetőségi alapon történt. A hallgatók egyénileg egy vizsgálatvezető4 instrukcióit követve töltötték ki a teszteket: elsőként a vonás-érzelmi intelligenciát mérő kérdőívet, majd az alexithímiát, depressziót és diszpozicionális optimizmust mérő teszteket. A tesztek kitöltése mellett rákérdeztünk még a tesztkitöltő nemére, életkorára, egyetemi szakára. A tesztbattéria kitöltése körülbelül 20 percet vett igénybe. A statisztikai eljárásokat az SPSS 16.00 program segítségével végeztük el, a skálákon reliabilitás vizsgálatokat hajtottunk végre, majd korreláltattuk a kutatásban alkalmazott skálákat.

Mérőeszközök A vonás-érzelmi intelligencia mérése. Az AES kérdőív magyar változata (AES-HU) az eszköz lefordítása és visszafordítása után a szükséges korrekciók megtételével került kialakításra (lásd KUN és mtsai, 2010). Az eredeti angol nyelvű mérőeszköz 33 tételt tartalmazott, a jelen kutatás célkitűzéseinek megfelelően azonban GIGNAC és munkatársai (2005) javaslata nyomán kihagytuk azokat a tételeket, amelyek nem sorolhatók be a Salovey- és Mayer-féle érzelmi intelligencia modell egyik faktorába sem. Az AES-HU(28) így 28 állítást tartalmaz, amelyeket a vizsgálati személyeknek 5 fokú skálán kell értékelni. 3

Igazgatásszervezés, gyógytorna, történelem, andragógia, pedagógia, matematika, rekreáció, számvitel, népegészségügyi ellenőrzés, szociálpedagógia, nemzetközi kapcsolatok, jog, kereskedelem és marketing, építészet, anglisztika, orosz, kémia, germanisztika, meteorológia, geológia, informatika, gazdálkodás, kommunikáció, műszaki menedzser, villamosmérnök, tanító, közlekedésmérnök, sporttudományok, nemzetközi kapcsolatok, környezetmérnök, gépészmérnök, rekreáció, szociológia, mechatronika, közgazdaságtan. 4

A vizsgálatvezetésben rajtam kívül a Kocsány Mariann, Pál Anikó és Páva Rita vettek részt.

436


437

Az alexithímia mérése. Az alexithímiát a Torontói Alexithímia Skála (Toronto Alexithymia Scale-20 item, TAS-20; BAGBY, PARKER és TAYLOR, 1994) segítségével mértük, amelyet Magyarországon CSERJÉSI, LUMINER és LÉNÁRD standardizált 2007-ben. A kérdőív 3 alskálával rendelkezik: 1. az érzelmek azonosításának nehézsége (difficulty identity emotion, DIF), 2. az érzelmek kifejezésének nehézsége (difficulty describing emotion, DDE), és 3. pragmatikus gondolkodás (externally oriented thinking, EOT). Az első skála a testi érzetek érzelemként való azonosításában megnyilvánuló nehézséget méri, illetve azt, hogy mennyire fontos a személy számára érzelmeinek felismerése. A második skála az érzelemnyilvánítás alacsony gyakoriságára utal. Végül, a harmadik skála az érzelmek jelentőségének alulértékelését jelzi a gyakorlatias gondolkodással szemben. A teszt magyarországi adaptálói arról számoltak be, hogy a pragmatikus gondolkodás kivételével (Cronbachalfa = 0,57) a TAS-20 skáláinak megbízhatósága megfelel a kutatási gyakorlatban elvártnak. A depresszió mérése. A depressziót a Zung Depresszió Skála (Zung Depression Scale; ZUNG, 1965) alkalmazásával mértük, amelyet ZUNG 1965-ben a depressziós zavarral küzdő személyek kiszűrésére fejlesztett ki. A 20 itemes önbeszámolós skála a depresszió 4 jellemzőjére épít: 1. pervazív következmények, 2. fiziológiai elváltozások, 3. más károsodások és 4. pszichomotoros jellemzők. A tesztkitöltők egy ötfokozatú Likert-skála alkalmazásával értékelték, hogy mennyire igazak rájuk az itemekben megfogalmazott állítások. Az optimizmus mérése. A diszpozicionális optimizmust az Élet Orientáció Teszt (Life Orientation Test, Lot; SCHEIER, CARVER és BRIDGES, 1994) alapján mértük. A LOT-skála 12 tételből áll, a tesztkitöltők egy négyfokozatú Likert-skála alkalmazásával értékelték, hogy mennyire igazak rájuk az itemekben megfogalmazott állítások. EREDMÉNYEK

Az AES-HU(28) belső struktúrájának elemzése Elsőként a kérdőív hatfaktoros struktúráját teszteltük. Bár a hagyományos illeszkedési khi-négyzet mutató (671,1; df = 344; p < 0,001) szignifikáns volt, a khinégyzet és a szabadságfok hányadosa közötti érték (1,951) elfogadható tartományba esett. A többi illeszkedési mutató (NFI = 0,957; IFI = 0,978; CFI = 0,978; RMSEA = 0,076) alapján is elfogadhatjuk ezt az elméleti modellt. A következő lépésben az egyfaktoros megoldás illeszkedését is teszteltük, és azt tapasztaltuk, hogy az illeszkedési mutatók rosszabbodtak a hatfaktoros megoldáshoz képest (Khi-négyzet = 845,83; df = 350; p < 0,001; CMIN/df = 2,417; NFI = 0,945; IFI = 0,967; CFI = 0,967; RMSEA = 0,093), vagyis az eredmények inkább a hatfaktoros struktúrával konvergáltak, de az egyfaktoros megoldás sem volt egyértelműen elvethető. Az egyes faktorokhoz tartozó tételek standardizált regressziós súlyait az 1. ábra foglalja össze, a különböző modellek illeszkedési mutatóit pedig az 1. táblázat mutatja be. 437

438

AES 0,74

AE 0,69

0,96

EIG

EE

0,77

ERS

0,87

ER

0,71

09. tétel

0,79

22. tétel

0,71

05. tétel

0,49

15. tétel

0,63

18. tétel

0,78

25. tétel

0,45

29. tétel

0,58

32. tétel

0,50

33. tétel

0,60

01. tétel

0,37

11. tétel

0,54

02. tétel

0,42

03. tétel

0,67

10. tétel

0,60

12. tétel

0,30

14. tétel

0,28

23. tétel

0,44

28. tétel

0,49

31. tétel

0,47

04. tétel

0,53

13. tétel

0,10

16. tétel

0,52

24. tétel

0,59

30. tétel

0,29

07. tétel

0,57

17. tétel

0,76

20. tétel

0,54

27. tétel

0,60

UE

Megjegyzés: AES: az érzelmek értékelése önmagunknál, AEO: az érzelmek értékelése másoknál, EE: az érzelmek kifejezése, ERS: az érzelmek szabályozása önmagunknál, ERO: az érzelmek szabályozása másoknál, UEPS: az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban.

Nagy Henriett

1. ábra. A hatfaktoros modell bemutatása. A 16. tétel standardizált együtthatója nem szignifikáns (p = 0,293). A többi faktorsúly esetében p < 0,01.

438


439

1. táblázat. Az AES-HU(28) hatfaktoros (1. modell) és egyfaktoros (2. modell) modelljének illeszkedési mutatói

Khi-négyzet df sign. CMIN/df NFI IFI CFI RMSEA RMSEA Conf. int. 90%

1. modell 671,10 344 < 0,001 < 1,951 0,957 0,978 0,978 0,076 0,068–0,085

2. modell 845,83 350 < 0,001 < 2,417 0,945 0,967 0,967 0,093 0,085–0,101

df: szabadságfok, CMIN/df: minimum khi-négyzet és a szabadságfok hányadosa; NFI: mintára illeszkedési mutató, IFI: incremental fit index; CFI: relatív illeszkedési mutató, RMSEA: közelítéses hiba négyzetes középértéke

A 2. táblázat összefoglalja az AES-HU(28) skáláinak megbízhatósági mutatóit és leíró jellemzőit. Az eredmények azt jelzik, hogy két skála esetében (az érzelmek kifejezése (EE), és az érzelmek szabályozása másoknál (ERO)) a Cronbach-alfa értékek nem megfelelő belső konzisztenciát jeleznek (EE = 0,359; ERO = 0,497). Ez az eredmény egybecseng a nemzetközi kutatások tapasztalataival (GIGNAC és mtsai, 2005), amelyek szintén azt mutatják, hogy a Salovey- és Mayer-féle érzelmi intelligencia modell hat dimenziójából éppen ez a kettő (az érzelmek kifejezése, az érzelmek szabályozása másoknál) nem azonosítható egyértelműen a kérdőívben. A négy azonosított faktor és a fölérendelt másodrendű faktor esetében azonban megfelelő belső konzisztencia mutatókat találtunk (az alskálák esetén Cronbachalfa = 0,61-0,77; a teljes skála esetén Cronbach-alfa = 0,84). A nemi különbségek elemzésére vonatkozó statisztikai próbák eredménye szerint a vonás-érzelmi intelligencia területén a nők magasabb értékekről számolnak be, mint a férfiak (nők: M = 3,9; SD = 0,38; férfiak: M = 3,7; SD = 0,39; t = 2,582, p = 0,011), a Cohen-d (0,52) értéket figyelembe véve a nem hatása a vonás-érzelmi intelligenciára közepes erősségű. Korábbi kutatások (SCHUTTE, MALOUFF és mtsai, 1998, 2001; CIARROCHI és mtsai, 2001; SAKLOFSKE és mtsai, 2003) szintén arra mutattak rá, hogy az AES teljes pontszámát figyelembe véve a nők magasabb értékeket mutatnak, mint a férfiak. A skálák együttjárására vonatkozó elemzések eredményét a 3. táblázat foglalja össze. Az adatok azt mutatják, hogy a kérdőív alskálái között kivétel nélkül szignifikáns pozitív kapcsolat fedezhető fel (r = 0,15–0,54). A legszorosabb együttjárás az érzelmek értékelése másoknál és az érzelmek értékelése önmagunknál skálák között, a leggyengébb pedig az érzelmek értékelése önmagunknál és az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban skálák között jelentkezik. 439

440

Nagy Henriett

2. táblázat. Az AES-HU(28) skáláinak leíró statisztikái, és a megbízhatóságokat jelző Cronbach-alfa mutatók az első minta (109 nő és 56 férfi) alapján

Skálák AEO AES EE UEPS ERS ERO Vonás-EI

Cronbach- Tételek alfa száma 0,775 0,721 0,359 0,617 0,689 0,497 0,844

07 02 02 04 08 05 28

Férfi M 3,7 4,0 3,8 3,6 3,7 3,9 3,7

Nő

SD 0,54 0,67 0,67 0,73 0,52 0,52 0,39

M 3,9 4,1 4,0 3,8 3,8 4,0 3,9

SD 0,57 0,69 0,71 0,55 0,53 0,46 0,38

Összehasonlító statisztika t p 2,782 0,006 1,026 0,306 1,636 0,104 1,423 0,157 1,156 0,250 1,412 0,160 2,582 0,011

Hatásméret 0,36 0,15 0,29 0,33 0,19 0,21 0,52

Megjegyzés: AES: az érzelmek értékelése önmagunknál, AEO: az érzelmek értékelése másoknál, EE: az érzelmek kifejezése, ERS: az érzelmek szabályozása önmagunknál, ERO: az érzelmek szabályozása másoknál, UEPS: az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban, Vonás-EI: AES-HU(28) összpontszám

3. táblázat. Az AES-HU(28) skálái közötti korrelációs együtthatók az első minta (109 nő, 56 férfi) alapján

Skálák AEO AES UEPS ERS

AES 0,54** — — —

UEPS 0,16* 0,15* — — *

ERS 0,28** 0,45** 0,35** —

Vonás-EI 0,73** 0,64** 0,53** 0,76**

p < 0,05; **p < 0,001

Megjegyzés: AEO: Az érzelmek értékelése másoknál, AES: Az érzelmek értékelése önmagunknál, UEPS: az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban, ERS: Az érzelmek szabályozása önmagunknál, Vonás-EI: AES-HU(28) összpontszám

A validáláshoz felhasznált minta esetében elsőként a mérőeszközök megbízhatóságát ellenőriztük a skálákat alkotó tételek belső konzisztenciáit becslő Cronbachalfa mutatók kiszámításával. A mutatók két skála kivételével – az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban (UEPS, 4 tétel): Cronbach-alfa = 0,555; kifelé orientált gondolkodási stílus (EOT, 8 tétel): Cronbach-alfa = 0,551 − megfeleltek a kutatási gyakorlatban általánosan alkalmazott kritériumnak (lásd 4. táblázat). A nemek közötti összehasonlítás során a nők az alábbi skálákon szignifikánsan magasabb pontszámot értek el, mint a férfiak: 1. az érzelmek értékelése másoknál (AEO, p = 0,009), 2. az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban (UEPS, p = 0,002), 3. az AES-HU(28) összpontszám (p = 0,001), 4. Zung-összpontszám (p = 0,006). A férfiak pedig az alábbi skálákon értek el szignifikánsan magasabb pontszámot, mint a nők: 1. nehézségek az érzelmek leírásában (DDF, p = 0,009), 440


441

2. kifelé orientált gondolkodási stílus (EOT, p < 0,001), 3. TAS-20 összpontszám: (p = 0,009). A vonás-érzelmi intelligencia esetében a nem közepes mértékű hatást gyakorolt (Cohen-d = 0,52), a TAS-20 alexithímia pontszám esetében szintén közepes mértékű volt a nem hatása (Cohen-d = 0,41), illetve a Zung-féle depreszszió pontszám esetében is a nem közepes erősségű hatása volt megfigyelhető (Cohen-d = 0,42) (lásd 4. táblázat). Ezek az eredmények egybeesnek azokkal a korábban már idézett nemzetközi adatokkal, amelyek a vonás-érzelmi intelligencia területén a nők magasabb értékeit jelzik. Az alexithímia kapcsán több korábbi kutatás (lásd például DAVIES, STANKOV és ROBERTS, 1998; MIKOLAJCZAK, LUMINET és MENIL, 2006) rámutatott arra, hogy a férfiak alexithímia pontszámai magasabbak, mint a nőké. NOLEN-HOEKSEMA, GRAYSON és LARSON (1998) eredményei szerint a nők hajlamosabbak a depressziós tünetek átélésére, mint a férfiak. 4. táblázat. A validálás során alkalmazott skálák leíró statisztikái, és a megbízhatóságokat jelző Cronbach-alfa mutatók a második minta (108 férfi, 78 nő) alapján

Skálák AEO AES UEPS ERS Vonás-EI DIF DDF EOT TAS-20 ZUNG LOT

Cronbach- Tételek alfa száma 0,716 0,708 0,555 0,678 0,823 0,783 0,753 0,551 0,811 0,774 0,793

07 02 04 08 28 07 05 08 20 20 12

Férfi M 03,6 03,7 03,5 03,7 03,6 15,0 12,6 19,0 46,7 36,6 37,4

SD 0,61 0,91 0,56 0,57 0,44 5,03 4,47 4,57 11,500 7,15 6,30

Nő M 03,8 03,9 03,8 03,7 03,8 15,2 11,0 16,2 42,6 39,5 38,0

SD 0,53 0,75 0,67 0,53 0,35 4,98 3,59 3,81 9,00 6,71 4,83

Összehasonlító statisztika Cohen-d t p 2,640 0,009 0,36 1,506 0,134 0,24 3,082 0,002 0,48 0,830 0,407 0,00 3,296 0,001 0,52 0,265 0,791 0,04 2,654 0,009 0,40 4,456 < 0,001< 0,68 2,666 0,009 0,41 2,792 0,006 0,42 0,671 0,503 0,11

Megjegyzés: AEO: az érzelmek értékelése másoknál, AES: az érzelmek értékelése önmagunknál, UEPS: az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban, ERS: az érzelmek szabályozása önmagunknál, Vonás-EI: AES-HU(28) összpontszám, DIF: nehézségek az érzelmek azonosításában, DDF: nehézségek az érzelmek leírásában, EOT: kifelé orientált gondolkodási stílus, TAS-20: TAS-20 összpontszám, ZUNG: Zung Depresszió Skála összpontszám, LOT: Élet Orientáció Teszt összpontszám.

A vonás-érzelmi intelligencia valamint, az alexithímia, a depresszió és diszpozicionális optimizmus összefüggéseire vonatkozó eredményeket az 5. táblázatban foglaljuk össze. A vonás-érzelmi intelligenciát mérő AES-HU(28) összpontszám szoros szignifikáns negatív irányú együttjárást mutatott az alexithímiát jelző TAS-20 összpontszámmal (r = – 0,566, p < 0,001). A TAS-20 mindhárom skálája szoros negatív irányú korrelációt jelzett a vonás-érzelmi intelligencia totál pontszámmal 441

442

Nagy Henriett

(nehézségek az érzelmek azonosításában: r = – 0,419, p < 0,001; nehézségek az érzelmek leírásában: r = – 0,456, p < 0,001; kifelé orientált gondolkodási stílus: r = – 0,435, p < 0,001). Ez az eredmény egybecseng a korábbi nemzetközi kutatások tapasztalataival (DAVIES és mtsai, 1998; MIKOLAJCZAK és mtsai, 2006), amelyek szintén negatív összefüggést jeleztek a vonás-érzelmi intelligencia és az alexithímia között. A depressziót mérő Zung-skála összpontszáma szoros együttjárást mutatott a vonás-érzelmi intelligencia totál pontszámmal (r = – 0,508, p < 0,001). Korábban FERNANDEZ-BERROCAL, ALCAIDE, EXREMERA és PIZZARO (2006), illetve SALOVEY, BEDELL, DETWEILER és MAYER, (1999) publikáltak hasonló eredményeket. Mintánkban a diszpozicionális optimizmus szoros pozitív korrelációt mutatott a vonás-érzelmi intelligenciával (r = 0,653, p < 0,001). Ez az eredmény megerősíti azokat a korábbi kutatásokat (például MIKOLAJCZAK és mtsai, 2006; SALOVEY és mtsai, 1999), amelyek összefüggést jeleztek a vonás-érzelmi intelligencia és a diszpozicionális optimizmus között. 5. táblázat. A vonás-érzelmi intelligencia skálák összefüggései az alexithímiával, depresszióval és a diszpozicionális optimizmussal a második minta (108 férfi, 78 nő) alapján

Skálák DIF DDF EOT TAS-20 ZUNG LOT

AEO – 0,32** – 0,28** – 0,30** – 0,39** – 0,23** – 0,29**

AES – 0,54** – 0,40** – 0,34** – 0,56** – 0,26** – 0,32** *

UEPS – 0,16** – 0,20** – 0,37** – 0,31** – 0,17** – 0,32**

ERS – 0,29** – 0,29** – 0,19** – 0,33** – 0,59** – 0,69**

Vonás-EI – 0,41** – 0,45** – 0,43** – 0,56** – 0,50** – 0,65**

p < 0,05; **p < 0,001

Megjegyzés: AEO: az érzelmek értékelése másoknál, AES: az érzelmek értékelése önmagunknál, UEPS: az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban, ERS: az érzelmek szabályozása önmagunknál, Vonás-EI: AES-HU(28) összpontszám, DIF: nehézségek az érzelmek azonosításában, DDF: nehézségek az érzelmek leírásában, EOT: kifelé orientált gondolkodási stílus, TAS-20: TAS-20 összpontszám, ZUNG: Zung Depresszió Skála összpontszám, LOT: Élet Orientáció Teszt összpontszám.

Összességében elmondható, hogy eredményeink támogatják az AES-HU érvényességét, mivel az így mért vonás-érzelmi intelligencia közepes erősségű negatív összefüggést mutatott az alexithímiával és a depresszióval, valamint szoros pozitív együttjárást jelzett a diszpozicionális optimizmussal.

442


443

DISSZKUSSZIÓ Az Érzelmek Mérése Skála (AES-HU) pszichometriai jellemzőinek tesztelésére irányuló vizsgálataink alátámasztották, hogy az AES-HU alkalmas mérőeszköz az érzelmi intelligencia négy alapvető komponensének (az érzelmek értékelése másoknál, az érzelmek értékelése önmagunknál, az érzelmek felhasználása a problémamegoldásban és az érzelmek szabályozása önmagunknál) és egy fölérendelt másodrendű faktornak (vonás-érzelmi intelligencia) a mérésére. Megtettük a skála validálásának első lépéseit. Eredményeink támogatják az AES-HU érvényességét, mivel a kérdőívvel mért vonás-érzelmi intelligencia közepes erősségű negatív összefüggést mutatott az alexithímiával és a depresszióval, valamint szoros pozitív együttjárást jelzett a diszpozicionális optimizmussal. Egy további vizsgálatunk (lásd NAGY, 2010) rámutatott arra, hogy az AES-HU alkalmazásával mért vonás-érzelmi intelligencia független az intelligenciától és mérsékelt együttjárást mutat négy Big Five faktorral (extroverzió, barátságosság, lelkiismeretesség és érzelmi stabilitás). A vonás-érzelmi intelligencia és a Big Five faktorok közötti korrelációk nagysága alacsonytól mérsékeltig terjedt (r = 0,18– 0,45) ami azt jelzi, hogy két megkülönböztethető konstruktumról van szó, és az AES-HU alkalmazásával mért érzelmi intelligencia nem azonos a Big Five faktorokkal. Jelen tanulmány ugyanakkor felhívja a figyelmet arra is, hogy a SALOVEY és MAYER (1990) − féle érzelmi intelligencia modell hat dimenziójából kettő nem azonosítható egyértelműen (ezek az érzelmi kifejezés (EE), és az érzelmek szabályozása önmagunknál (ERO)) a kérdőívben. Feltételezhető azonban, hogy ez a két alkalmatlannak megjelölt alskála Cronbach-alfája nem a szerkezeti inkonzisztenciák, hanem az alacsony tételszám miatt marad el a kutatási gyakorlatban elvárttól. A Spearman–Brown-féle zsugorodási korrekció formulája segítségével kiszámítható, hogy a 0,36-os Cronbach-alfával rendelkező 2 tételes EE alskála alfája 0,69 lenne, ha hasonló interkorrelációk mellett a tételek számát 8-ra növelnénk. Hasonlóképpen, ha a 0,5-ös Cronbach-alfájú 5-tételes ERO alskála tételeit megdupláznánk 0,67-es Cronbach-alfájú skálához jutnánk. A skála jelenlegi verziójának gyenge pontja tehát néhány alskála igen kis tételszáma. A jövőben ezért szükség lesz a kis tételszámú alskálák megnövelésére újabb alkalmas állítások bevonásával a teljes vonás-érzelmi intelligencia konstruktum megbízható mérése érdekében. A kapott eredmények általánosíthatóságát korlátozza továbbá, hogy a kutatásban kizárólag egyetemisták vettek részt, ezért a jövőben fontos más minták bevonásával is bővíteni a validálási munkálatokat.

443

444

Nagy Henriett

1. MELLÉKLET

Az AES-HU(28) tételei I. AZ ÉRZELMEK ÉRTÉKELÉSE ÖNMAGUNKNÁL Tisztában vagyok az érzelmeimmel. (9) Könnyen felismerem az érzelmeimet. (22) II. AZ ÉRZELMEK ÉRTÉKELÉSE MÁSOKNÁL Nehéz megértenem mások nem verbális üzeneteit. (5)* Tisztában vagyok a másoknak küldött nem-verbális üzeneteimmel. (15) Arckifejezéseik alapján felismerem milyen érzelmeket élnek át az emberek. (18) Értem a nem-verbális üzeneteket, amelyeket mások küldenek nekem. (25) Tudom, hogy mások mit éreznek pusztán abból, hogy rájuk nézek. (29) Mások hangjából már meg tudom állapítani, hogy hogyan érzik magukat. (32) Nehéz megértenem, hogy mások miért éreznek úgy, ahogy éreznek. (33)* III. AZ ÉRZELMEK KIFEJEZÉSE Tudom, mikor kell a személyes problémáimat megosztani másokkal. (1) Általában olyasmiket szervezek, ami másokat szórakoztat. (13) IV. AZ ÉRZELMEK SZABÁLYOZÁSA ÖNMAGUNKNÁL Ha akadályokba ütközöm, eszembe jut, hogy amikor hasonló akadályokkal kerültem szembe, hogyan győztem le azokat. (2) Arra számítok, hogy majdnem mindenben jól teljesítek, amit megpróbálok. (3) Jó dolgokra számítok. (10) Olyan programokat keresek, melyek örömet okoznak nekem. (14) Úgy hozom meg a kedvem egy feladathoz, hogy elképzelem, milyen ügyesen fogom majd teljesíteni. (23) Amikor kihívás előtt állok, feladom, mert úgy érzem, hogy úgyis kudarcot vallok. (28)* A jó hangulatokat hívom segítségül, amikor akadályokba ütközöm. (31) V. AZ ÉRZELMEK SZABÁLYOZÁSA MÁSOKNÁL Mások könnyen megbíznak bennem. (4) Általában olyasmiket szervezek, ami másokat szórakoztat. (13) Úgy állítom be magam, hogy jó benyomást keltsek mások előtt. (16) Megdicsérek másokat, amikor valami jót csinálnak. (24) Segítek másoknak, hogy jobban érezzék magukat, amikor maguk alatt vannak. (30) VI. AZ ÉRZELMEK FELHASZNÁLÁSA A PROBLÉMAMEGOLDÁSBAN Hangulatváltozásaim kapcsán új lehetőségeket fedezek fel. (7) Amikor jó hangulatban vagyok, a problémákat könnyen oldom meg. (17) Amikor jó hangulatban vagyok, könnyen jutnak eszembe új ötletek. (20) Új ötletek jutnak eszembe, amikor érzelmi változásokon esek át. (27) Megjegyzés: Zárójelben jelöljük, hogy az eredeti 33 tételes AES-skálában az adott tétel milyen tételszámon szerepelt. A *-gal jelölt tételek fordított tételek.

444


445

IRODALOM AUSTIN, E. J., SAKLOFSKE, D. H., HUANG, S. H. S., & MCKENNEY, D. (2004). Measurement of trait emotional intelligence: testing and cross-validating a modified version of Shutte et al’s (1998) measure. Personality and Individual Differences, 36, 555–562. BAGBY, R. M., PARKER, J. D. A., & TAYLOR, G. J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38, 23–32. BAR-ON, R. (1997). Bar-On Emotional Quotient Inventory (EQ-i): Technical manual. Toronto, Canada: Multi-Health Systems. BRACKETT, M. A., & SALOVEY, P. (2006). Measuring emotional intelligence with the MayerSalovey–Caruso Emotional Intelligence Test (MSCEIT). Psicothema, 18, 34–41. BRACKETT, M. A., RIVERS, S. E., SHIFFMAN, S., LERNER, N., & SALOVEY, P. (2006). Relating emotional abilities to social functioning: A comparison of self-report and performance measures of emotional intelligence. Journal of Personality and Social Psychology, 91(4), 780–795. CARVER, C. S., & SCHEIER, M. F. (1981). Attention and self-regulation: A control-theory approach to human behavior. New York: Springer-Verlag. CARVER, C. S., & SCHEIER, M. F. (1990). Origins and functions of positive and negative affect: control-process view. Psychological Review, 97, 19–35. CIARROCHI, J., CHAN, A. Y. C., & BAJGAR, J. (2001). Measuring emotional intelligence in adolescents. Personality and Individual Differences, 31, 1105–1119. CIARROCHI, J., DEANE, F. P., & ANDERSON, S. (2001). Emotional intelligence moderates the relationship between stress and mental health. Personality and Individual Differences, 32, 197–209. COOPER, R. K., & SAWAF, A. (1997). Executive EQ emotional intelligence in leadership and organizations. New York: Grosset/Putnum. CSERJÉSI R., LUMINER O. és LÉNÁRD L. (2007). A Torontói Alexitímia Skála (TAS-20) magyar változata: megbízhatósága és faktorvaliditása egyetemista mintán. Magyar Pszichológiai Szemle, 62(3), 355–368. DAVIES, M., STANKOV, L., & ROBERTS, R. D. (1998). Emotional intelligence: in search of an elusive construct. Journal of Personality and Social Psychology, 75(4), 989–1015. FERNANDEZ-BERROCAL, P., ALCAIDE, R., EXREMERA, N., & PIZZARO, D. (2006). The role of emotional intelligence in anxiety and depression among adolescents. Individual Differences Research, 4(1), 16–27. GIGNAC, G. E., PALMER, B. R., MANOCHA, R., & STOUGH, C. (2005). An examination of the factor structure of the Schutte self-report emotional intelligence (SSREI) scale via confirmatory factor analysis. Personality and Individual Differences, 39, 1029–1042. GOLDENBERG, I., MATHESON, K., & MANTLER, J. (2006). The assessment of emotional intelligence: A comparison of performance-based and self-report methodologies. Journal of Personality Assessment, 86(1), 33–45. GOLEMAN, D. (1997). Érzelmi intelligencia. Budapest: Háttér Kiadó. HORNEY, K. (1952). The paucity of inner experiences. American Journal of Psychoanalysis, 12, 3–9. KEELE, S. M., & BELL, R. C. (2008). The factorial validity of emotional intelligence: An unresolved issue. Personality and Individual Differences, 44, 487–500.

445

446

Nagy Henriett

KUN B., URBÁN R., BALÁZS H., KAPITÁNY M., NAGY H., OLÁH A. és DEMETROVICS ZS. (2011). Az Érzelmek Mérése Skála háromfaktoros modelljének adaptálása. Magyar Pszichológiai Szemle, 66(3), 449–466. KUN, B., BALÁZS, H., KAPITÁNY, M., URBÁN, R., & DEMETROVICS, ZS. (2010). Confirmation of the three-factor model of the Assessing Emotions Scale (AES): Verification of the theoretical starting point. Behavior Research Methods, 42(2), 596–606. MATTHEWS, G., & ZEIDNER, M. (2000). Emotional intelligence, adaptation to stressful encounters, and health outcomes. In R. BAR-ON, & J. D. A. PARKER (Eds.), The Handbook of Emotional Intelligence (pp. 459–489). San Francisco: Jossey-Bass. MAYER, J. D., & SALOVEY, P. (1997). What is emotional intelligence? In P. SALOVEY, & D. SLUYTER (Eds.), Emotional development and emotional intelligence (pp. 3–31). New York: Basic Books. MIKOLAJCZAK, M., LUMINET, O., & MENIL, C. (2006) Predicting resistance to stress: Incremental validity of trait emotional intelligence over alexithymia and optimism. Psycotema, 18, 79–88. NAGY H. (2010). A képességalapú érzelmi intelligencia modell érvényességének empirikus elemzése. PhD-disszertáció. NOLEN-HOEKSEMA, S., GRAYSON, C., & LARSON, J. (1999). Explaining the gender difference in depressive symptoms. Journal of Personality and Social Psychology, 77(5), 1061–1072. PARKER, J. D. A., TAYLOR, G. J., & BAGBY, M. R. (2001) The relationship between alexithymia and emotional intelligence. Personality and Individual Differences, 30(1), 107–115. PETRIDES, K. V., & FURNHAM, A. (2000). On the dimensional structure of emotional intelligence. Personality and Individual Differences, 29, 313–320. PETRIDES, K. V., & FURNHAM, A. (2001). Trait emotional intelligence: Psychometric investigation with reference to established trait taxonomies. European Journal of Personality, 15, 425–448. SAKLOFSKE, D. H., AUSTIN, E. J., & MINSKI, P. (2003). Factor structure and validity of a trait emotional intelligence measure. Personality and Individual Differences, 34, 707–721. SALOVEY, P., & MAYER, J. D. (1990). Emotional intelligence. Imagination Cognition, and Personality, 9, 185–211. SALOVEY, P., BEDELL, B. T., DETWEILER, J. B., & MAYER, J. D. (1999). Coping intelligently: Emotional intelligence and the coping process. In C. R. SNYDER (Ed.), Coping: The psychology of what works (pp. 141–164). New York: Oxford Psychology Press. SALOVEY, P., BEDELL, B. T., DETWEILER, J. B., & MAYER, J. D. (2000). Current directions in emotional intelligence research. In M. LEWIS, & J. M. HAVILAND-JONES (Eds.), Handbook of Emotions (pp. 504–520). New York: Guilford Press. SALOVEY, P., ROTHMAN, A. J., DETWEILER, J. B., & STEWARD, W. T. (2000). Emotional states and physical health. American Psychologist, 55, 110–121. SCHEIER, M. F., CARVER, C. S., & BRIDGES, M. W. (1994). Distinguishing optimism from neuroticism (and trait anxiety, self-mastery, and self-esteem): A reevaluation of the Life Orientation Test. Journal of Personality and Social Psychology, 67, 1063–1078. SCHUTTE, N. S., MALOUFF, J. M., & BHULLAR, N. (2009). The Assessing Emotions Scale. In C. STOUGH, D. H. SAKLOFSKE, & J. D. A. PARKER (Eds.), Assessing emotional intelligence: Theory, research, and application (pp. 119–139). Springer, New York.

446


447

SCHUTTE, N. S., MALOUFF, J. M., BOBNIK, C., COSTON, T. D., GREESON, C., JEDLICKA, C., et al. (2001). Emotional intelligence and interpersonal relations. Journal of Social Psychology, 141, 523–536. SCHUTTE, N. S., MALOUFF, J. M., HALL, L. E., HAGGERTY, D. J., COOPER, J. T., GOLDEN, C. J., & DORNHEIM, L. (1998). Development and validation of a measure of emotional intelligence. Personality and Individual Differences, 25(2), 167–177. SELIGMAN, M. E. P., CSIKSZENTMIHÁLYI, M. (2000). Positive psychology: An introduction. American Psychologist, 55, 5–14. SIFNEOS, P. E. (1973) The prevalence of “alexithymic” characteristics in psychosomatic patients. Psychotherapy and Psychosomatics, 22, 255−262. TAYLOR, G. J., & BAGBY, R. M. (2002). An overview of alexithymia construct. In R. BAR-ON, & J. D. A. PARKER (Eds.), The Handbook of Emotional Intelligence. Theory, Development, Assessment and Application at Home, School, and in the Workplace (pp. 40–67). New York: Jossey-Bass. TAYLOR, G. J., BAGBY, R. M., & PARKER, J. D. A. (1997). Disorders of affect regulation: Alexithymia in medical and psychiatric illness. Cambridge: Cambridge University Press. ZUNG, W. W. K. (1965). A self-rating depression scale. Archives of General Psychiatry, 12, 63– 70.

AN EXAMINATION OF THE FACTOR STRUCTURE AND VALIDITY OF THE ASSESSING EMOTIONS SCALE (AES) NAGY, HENRIETT

The Assessing Emotions Scale (AES) is the most widely used questionnaire to measure trait-emotional intelligence in research. In our study we examined the factor structure of the AES-HU and investigated the relationships between trait-emotional intelligence and alexithymia, depression, or dispositional optimism to test the validity of this scale. In order to test the internal structure of AES-HU via confirmatory factor analysis we used a sample composed of 165 university students, and we conducted correlational analysis by using a sample, composed of 186 university students. According to our results two of the six dimensions of the SALOVEY and MAYER (1990) model of emotional intelligence (emotional expression, emotional regulation of others) could not be clearly identified within the scale. The four identified factors (appraisal of emotions in the self, appraisal of emotions on others, emotional regulation of the self, utilizing emotions in problem solving) and the superordinated secondary factor showed good internal consistency. We found that there were negative correlations between the trait-emotional intelligence measured by AES-HU and alexithymia or depression and positive correlation between trait-emotional intelligence and dispositional optimism. Our data reveal the validity of AES-HU. Key words:

trait-emotional intelligence, Assessing Emotions Scale, factor structure, validity

447

AZ ÉRZELMEK MÉRÉSE SKÁLA (AES-HU) FAKTORSZERKEZETÉNEK ÉS VALIDITÁSÁNAK ELEMZÉSE

Recommend Documents