مقدمه
اصطلاح هوش هیجانی برای نخستین بار توسط سالووی و میر (1990) بکار برده شد تا توانایی افراد برای کنترل احساسات و هیجانات، تمایز قایل شدن بین آن‌ها و استفاده از آن‌ها برای هدایت افکار و اعمالشان را نشان دهند [1]. در حال حاضر برای مفهوم‌پردازی هوش هیجانی دو مدل وجود دارد که بر اساس روش سنجش هوش هیجانی و نحوه عملیاتی کردن آن‌، با یکدیگر تفاوت دارند. مدل نخست توانایی هوش هیجانی است که هوش هیجانی را همانند نوعی توانایی هوش‌شناختی در نظر می‌گیرد و آن را با اصطلاحات شناختی‌هیجانی تعریف می‌کند. در این مدل توانایی هوش هیجانی به حیطه توانایی‌های شناختی تعلق دارد و نشان‌دهنده توانایی ادراک، ارزیابی و ابراز هیجان و همچنین تنظیم هیجان در خود و دیگران است. توانایی هوش هیجانی با آزمون‌های حداکثر عملکردی سنجیده می‌شود [2].
پتریدز با انتقاد از مدل توانایی هوش شناختی، مدل هوش هیجانی صفت را ارائه کرد. از نظر او مدل توانایی هوش هیجانی ماهیت ذهنی تجارب هیجانی را نادیده می‌گیرد و از این رو نمی‌تواند مدل معتبری برای سنجش هوش هیجانی باشد [3]. در مدل او، هوش هیجانی صفت مجموعه‌ای از ادراکات خود است که در سطوح پایین‌تر سلسله‌مراتب شخصیت قرار دارد. برخلاف توانایی هوش هیجانی که به حیطه شناخت تعلق داشت [4]، هوش هیجانی صفت مربوط به حیطه ادراکات و شخصیت است و با ادراکات هیجانی فرد از خودش و توانایی‌های هیجانی‌اش در ارتباط است. درواقع هوش هیجانی مانند سایر صفات شخصیتی همچون همدلی، قابلیت انطباق و یا کنترل خود است که به لحاظ روان‌سنجی با توانایی ذهنی ارتباطی ندارند [5]. مدل هوش هیجانی صفت این باور که هیجانات را می‌توان به صورت مصنوعی عینی‌سازی کرد، رد می‌کند و فرض می‌‌کند که سنجش حیطه هیجان تفاوت چندانی با سنجش شخصیت ندارد و از این رو ابزارهای خودگزارشی را برای سنجش هوش هیجانی صفت مناسب می‌داند [6].
پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت به منظور عملیاتی‌کردن سازه هوش هیجانی صفت توسط پتریدز در سال 2009 طراحی شده است. این پرسش‌نامه 153 ماده‌ای، ساختاری چندبعدی و سلسله‌مراتبی دارد. به طوری که 15 سطح قابلیت انطباق، جرئت‌مندی، ابراز هیجان، مدیریت هیجان، ادراک هیجان، تنظیم هیجان، تکانشگری کم، مهارت‌های حفظ ارتباط، عزت نفس، خودانگیزشی، آگاهی اجتماعی، مدیریت استرس، صفت همدلی، صفت خوشحالی و صفت خوش‌بینی، درون 4 عامل به‌ورزی، خودکنترلی، هیجانی بودن و اجتماعی بودن سازمان‌دهی می‌شوند. این 4 عامل نیز نمایانگر نمره کلی هوش هیجانی صفت هستند [7].
پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت بر سایر پرسش‌نامه‌های هوش هیجانی به سه دلیل برتری دارد: نخست این پرسش‌نامه کاملاً بر مبنای نظریه هوش هیجانی صفت است.دوم اینکه به طور کامل تمام حیطه‌های هوش هیجانی صفت را پوشش می‌دهد و در آخر اینکه بیشترین روایی پیش‌بین را دارد، به طوری که هر مطالعه‌ای که پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت را با دیگر پرسش‌نامه‌های هوش هیجانی مقایسه کرده، نتیجه گرفته است که این پرسش‌نامه روایی پیش‌بین و همچنین ویژگی‌های روان‌سنجی برتری دارد [8]. پرسش‌نامه هوش هیجانی فرم کوتاه‌شده‌ای نیز دارد که از 30 ماده تشکیل شده است. در بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی آن برای جامعه کودکان مشخص شد که ضرایب آلفای کرونباخ آن برای محاسبه پایایی در دامنه 0/59 تا 0/89 است و عوامل در تحلیل عاملی اکتشافی مانند مطالعه اصلی بوده است [9]. در مطالعه‌ای دیگر نیز که به بررسی روایی و پایایی فرم کوتاه‌شده در دانشجویان پرداخت شده بود، مشخص شد که ضرایب آلفای کرونباخ بین 0/66 تا 0/82 است و جهت روایی هم‌گرا با مقیاس رضایت از زندگی همبستگی مثبت و معنی‌دار و با مقیاس افسردگی، اضطراب و تنیدگی همبستگی منفی و معنی‌دار داشت [10].
علی‌رغم کاربرد گسترده هوش هیجانی صفت در حیطه‌های مختلف سلامت، بالینی، اجتماعی، آموزشی، سازمانی و رشدی و ترجمه آن به بیش از 15 زبان از جمله آلمانی، ایتالیایی، گرجی، صربی، ترکی، کاتالانی، یونانی، فرانسوی، اردو و غیره است[11, 12 ,13 ,14, 15, 16, 17, 18, 19, 20]. فرم کوتاه پرسش‌نامه هوش هیجانی جامعیت فرم اصلی را ندارد و هنوز پرسش‌نامه اصلی به زبان فارسی برگردانده نشده. بنابراین این مطالعه با هدف هنجاریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی آن در جمعیت بزرگسال ایرانی انجام شد.
روش
این مطالعه یک مطالعه توصیفی با هدف هنجاریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت در دانشجویان دانشگاه‌های منتخب تهران انجام شد. این مطالعه از بهمن ماه سال 1395 تا مهرماه سال 1396 به طول انجامید. 
شرکت‌کنندگان
در تعیین حجم نمونه در روایی سازه با روش تحلیل عاملی اکتشافی بیان می‌شود که به ازای هر گویه 8-4 نمونه لازم است [21, 22]. بر همین اساس به ازای هر گویه 4 نفر در نظر گرفته شد و حجم نمونه مورد‌نظر برای این پژوهش 612 نفر به دست آمد. نمونه‌گیری به صورت طبقه‌ای تصادفی بود. از بین 3 دانشگاه‌های منتخب شهر تهران (دانشگاه علوم‌پزشکی ایران، دانشگاه علوم‌پزشکی تهران و دانشگاه علامه طباطبایی) و از هر دانشکده به صورت تصادفی 2 کلاس انتخاب شد. نمونه‌گیری به صورت تصادفی با قرعه‌کشی اسامی بر اساس جدول اعداد تصادفی انجام شد که پس از توضیح کافی در مورد مطالعه و کسب رضایت آگاهانه، افراد به پرسش‌نامه‌های صفات هوش هیجانی، هوش هیجانی شات و فرم کوتاه پرسش‌نامه 5عاملی NEO-FFI پاسخ دادند. معیارهای ورود شامل شرکت‌کنندگانی بود که دچار مشکلات جسمی همچون نابینایی نبودند. پرسش‌نامه‌ها در میان 612 نفر توزیع شد، اما 61 نفر (10 درصد) آن‌ها را به طور کامل تکمیل نکردند، بنابراین از تحلیل کنار گذاشته شدند. در انتها حجم نمونه به 551 نفر رسید.
ابزارها
پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت-نسخه فارسی
پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت توسط پتریدز (2009) ساخته شده است و دارای 153 ماده در مقیاس لیکرت 1 (کاملاً مخالف) تا 7 (کاملاً موافق) است. این پرسش‌نامه دارای 15 سطح است که در 4 عامل سازمان‌دهی می‌شوند و مجموع این 4 عامل برابر با نمره کلی هوش هیجانی صفت است. آلفای کرونباخ نمونه اصلی این پرسش‌نامه برای نمره کل هوش هیجانی 0/89 و برای 4 عامل بین 0/75 تا 0/83 به دست آمده است [7].
پرسش‌نامه 5 عاملی
این پرسش‌نامه توسط مک کری و کاستا (2004) ایجاد شده است و دارای 60 ماده است که ابعاد اصلی شخصیت را بر مبنای مدل 5 عاملی می‌سنجد. این 5 عامل عبارت‌اند از: روان‌رنجوری، برون‌گرایی، گشودگی، توافق و با وجدان بودن. هرکدام از 5 عامل مشتمل بر 12 ماده است که بر روی مقیاس 5‌درجه‌ای لیکرت نمره‌گذاری می‌شوند. همسانی درونی 5 عامل این مقیاس بین 0/68 تا 0/87 است. این پرسش‌نامه به فارسی نیز ترجمه شده که آلفای کرونباخ 5 عامل برای نسخه فارسی نیز بین 0/69 تا 0/83 به دست آمده است [23]. این پرسش‌نامه به فارسی نیز ترجمه شده است و آلفای کرونباخ برای 5 مقیاس نسخه فارسی بین 0/69 تا 0/83 به دست آمده است [24].
پرسش‌نامه هوش هیجانی شات (EIS)
مقیاس هوش هیجانی شات یک ابزار خودگزارش‌دهی 33ماده‌ای است که توسط شات و همکاران (1998) ساخته شده است و به طور گسترده‌ای برای سنجش هوش هیجانی مورد استفاده قرار گرفته است. در این مقیاس از پاسخ‌دهنده خواسته می‌شود تا میزان موافقت خودش با ماده‌ها را در یک مقیاس 1 (کاملاً مخالف) تا 5 (کاملاً موافق) درجه‌ای علامت‌گذاری کند. میزان همسانی درونی این ابزار در مطالعات مختلف بین 0/76 تا 0/95 گزارش شده است که نشان‌دهنده پایایی قابل قبول این ابزار است. در پژوهشی پایایی نسخه فارسی این پرسش‌نامه 0/84 به دست آمده است [25, 26].
فرایند ترجمه
ابتدا پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت توسط 3 روانشناس به روش ترجمه مستقل به فارسی برگردانده شد. این ترجمه‌های فارسی باهم منطبق شدند و نسخه نهایی در اختیار دو متخصص زبان انگلیسی قرار گرفت تا به زبان انگلیسی باز گردانده شوند. پس از انجام اصلاحات، نسخه نهایی با نسخه اصلی مقایسه شد. با توجه به عدم دسترسی به سازنده ابزار، تأییدیه یکسانی 2 نسخه توسط نفر سوم که به زبان انگلیسی مسلط بود انجام شد.
به منظور بررسی روایی صوری، از تعدادی از افراد گروه نمونه خواسته شد تا نسخه فارسی پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت را تکمیل کنند. بدین ترتیب 30 نفر اولی که موافقت کردند، پرسش‌نامه را تکمیل کردند. از آن‌ها خواسته شد تا هرگونه دشواری را که در فهم یا تکمیل کردن سؤالات داشتند مطرح کنند. نظرات آن‌ها یادداشت شد و بر اساس آن مشخص شد که تمامی آیتم‌ها قابل فهم بودند. برای بررسی روایی محتوا، پرسش‌نامه به صورت کتبی به 10 نفر از متخصصین روان‌شناسی و روان‌پزشکی داده شد و از آن‌ها خواسته شد تا نظر خود را در مورد ارتباط سؤال‌ها و مقیاس‌های مورد‌نظر اعلام کنند. 
به منظور ارزیابی پایایی، از روش پایایی همسانی درونی و دو نیمه کردن آزمون و به منظور تعیین روایی هم‌گرا / افتراقی از پرسش‌نامه هوش هیجانی شات و پرسش‌نامه 5 عاملی نئو استفاده شده است. با توجه به اینکه تاکنون این پرسش‌نامه مورد هنجاریابی قرار نگرفته است، لازم بود با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی عوامل مکنون پرسش‌نامه بر اساس جامعه ایرانی استخراج شود تا در صورت وجود اختلاف قابل مقایسه باشد.
داده‌های جمع‌آوری‌شده با استفاده از شاخصه‌های آماری توصیفی میانگین، انحراف معیار و درصد و تحلیل داده‌های با آزمون تی مستقل، همبستگی پیرسون، آلفای کرونباخ و دو نیمه کردن و تحلیل عامل اکتشافی از طریق نرم‌افزار SPSS نسخه 22 بررسی شد. 
یافته‌ها
تحلیل توصیفی
میانگین سنی شرکت‌کنندگان 3/06±22/54 سال بود (دامنه سنی 18 تا 25 سال). در این مطالعه از 551 نفر، 331 نفر معادل60 درصد زن بودند. سایر متغیرهای جمعیت‌شناختی در جدول شماره 1 آورده شده است. 


یافته‌ها نشان داد بین مردان و زنان در نمره کلی و همچنین در عوامل به‌ورزی و هیجانی بودن تفاوت معناداری وجود دارد، به طوری که میانگین زنان بالاتر از مردان بود (0/04=P). بین سن و نمرات هوش هیجانی همبستگی مشاهده نشد (0/42=P) و بین مقاطع تحصیلی و نمره هوش هیجانی صفت رابطه معنی‌داری مشاهد نشد (0/12=P) (جدول شماره 2).


همسانی درونی پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ سنجیده شد. آلفای کرونباخ برای هوش هیجانی صفت کلی 0/95، و برای عوامل به‌ورزی، کنترل خود، هیجانی بودن و جامعه‌پذیری به ترتیب 0/90، 0/80، 0/86 و 0/69 به دست آمد که نشان‌دهنده همسانی درونی قابل قبول این ابزار است.
در این مطالعه به منظور سنجش پایایی علاوه بر همسانی درونی از روش دو نیمه کردن آزمون نیز استفاده شد. به این ترتیب ابتدا آزمون به دو نیمه مساوی (سؤالات فرد و زوج) تقسیم شد و سپس شاخص پایایی برای هر دو نیمه محاسبه شد. برای نیمه اول آزمون آلفای کرونباخ 0/92 و برای نیمه دوم 0/89 به دست آمد که نشان دهنده پایایی مطلوب و قابل قبول این آزمون است.
در این پژوهش پرسش‌نامه هوش هیجانی شات به عنوان پرسش‌نامه‌ای برای سنجش روایی هم‌گرا در نظر گرفته شد. نتایج همبستگی بین خرده‌مقیاس‌های این پرسش‌نامه با عوامل پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت در جدول شماره 3 آورده شده است.


تمام عوامل پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت به‌ورزی، کنترل خود، هیجانی بودن و جامعه‌پذیری با عوامل پرسش‌نامه هوش هیجانی شات، مدیریت هیجانات خود، ادراک هیجان، مدیریت هیجانات دیگران و کاربرد هیجان همبستگی مثبت و معناداری را دارد، به‌جز بُعد کنترل خود با بُعد مدیریت هیجانات دیگران که ارتباط معنی‌دار را نشان ندادند.
در این پژوهش همچنین رابطه آزمون هوش هیجانی صفت با پرسش‌نامه شخصیت NEO با همبستگی پیرسون محاسبه شد. همان‌طور که در جدول شماره 4 آورده شده است، نتایج نشان داد بین برخی عوامل هوش هیجانی صفت بزرگسال و شخصیت نئو همبستگی معنی‌دار وجود دارد.


عامل روان‌رونجوری با تمام عوامل پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت به‌ورزی، کنترل خود، هیجانی بودن و جامعه‌پذیری همبستگی منفی معنی‌دار داشت. فقط عامل برون‌گرایی با کنترل خود و عامل با وجدان بودن با جامعه‌پذیری همبستگی مثبت معنی‌دار داشت.
در این پژوهش از تحلیل عاملی اکتشافی استفاده شد تا مشخص شود آیا همان ساختار 4عاملی گروه نمونه انگلیسی در نمونه ایرانی نیز به دست خواهد آمد یا نه. قبل از اجرای تحلیل عاملی، اندازه KMO و آزمون کرویت بارتلت بررسی شد. مقدار KMO 0/71 به دست آمد که نشان‌دهنده کفایت نمونه‌گیری است. همچنین آزمون کرویت بارتلت (χ2=2115/57 and degree of freedom 435) نیز به لحاظ آماری در سطح 0/001 معنی‌دار بود که به معنای امکان اجرای تحلیل عاملی بر پایه ماتریس همبستگی است. از آنجا که پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت شامل 153 سؤال است. بنابراین تحلیل عاملی بر پایه یک ماتریس همبستگی 153 در 153 انجام شد. در این پژوهش عوامل با استفاده از چرخش واریماکس انجام شد.
بر طبق نتایج تحلیل عاملی اکتشافی با چرخش واریماکس 4 عامل به دست آمد. اولین عامل شامل ماده‌های 4، 5، 6، 8، 21، 28، 31، 41، 58، 63، 66، 75، 77، 78، 79، 83، 87، 88، 89، 94، 98، 99، 101، 104، 110، 116، 128، 129، 131، 134 می‌شد که بار عاملی آن‌ها بین 0/48 تا 0/78 بود و با عنوان به‌ورزی نام‌گذاری شد. دومین عامل جامعه‌پذیری بود که شامل ماده‌های 18، 19، 34، 46، 47، 52، 53، 55، 56، 59، 60، 71، 72، 86، 91، 93، 107، 108، 115، 122، 132، 135، 138، 141، 144، 151، 153 است و بار عاملی استخراج‌شده برای این ماده‌ها بین 0/49 تا 0/71 بود. سومین عامل شناسایی‌شده که از ماده‌های 2، 7، 9، 10، 11، 13، 14، 17، 23، 27، 30، 32، 33، 37، 38، 42، 44، 45، 49، 57، 62، 64، 67، 68، 92، 95، 97، 111، 113، 120، 124، 125، 126، 127، 130، 133، 147، تشکیل شده هیجانی بودن است. بار عاملی این ماده‌ها بین 0/52 تا 0/75 بود و درنهایت عامل چهارم نیز شامل ماده‌های 3، 12، 29، 36، 39، 40، 48، 61، 74، 76، 82، 84، 90، 96، 100، 102، 105، 109، 112، 114، 117، 136، 139، 140، 148، 149، 150 با بار عاملی بین 0/46 تا 0/77 بود که کنترل خود نام‌گذاری شد. نتایج حاصل از بارهای عاملی به تفکیک در پیوست مقاله آورده شده است. بارهای عاملی زیر 0/4 در نظر گرفته نشده است (جدول شماره 4 و 5).


بحث 
یافته‌های پایایی و روایی مطالعه نشان داد که همسانی درونی این مقیاس 0/95 است. برای سنجش پایایی از دو روش همسانی درونی و دو نیمه کردن استفاده شد. همسانی درونی نسخه فارسی برای عوامل به‌ورزی، کنترل خود، هیجانی بودن و جامعه‌پذیری به ترتیب 0/90، 0/80، 0/86 و 0/69 محاسبه شد که نشان‌دهنده همسانی درونی قابل قبول این ابزار و مطابقت آن با شاخص‌های گزارش شده در پیشینه است [19 ،17 ،16 ،15 ،14 ،12 ،7]. همچنین در بررسی پایایی دو نیمه کردن آزمون، آلفای کرونباخ در هر نیمه آزمون برای کل نمونه، مردان و زنان مطلوب و قابل قبول بود که این نتایج با دیگر مطالعه‌ای که با این روش پایایی را مورد بررسی قرار داده همسوست [20]. در بررسی فرم کوتاه پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت برای کودکان نیز پایایی با روش همسانی درونی بررسی شد که ضرایب آلفای کرونباخ آن از 0/60 تا 0/85 بود [9]. همچنین تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد که این ابزار از 4 عامل به‌ورزی، جامعه‌پذیری، هیجانی بودن و کنترل خود تشکیل شده است که از این حیث کاملاً با نمونه اصلی مطابقت دارد. در مطالعه بیانی که به منظور بررسی روایی و پایایی فرم کوتاه پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت بر روی دانشجویان بررسی شده بود، در تحلیل عاملی مشخص شد که 4 عامل منطبق بر پرسش‌نامه اصلی وجود دارد که مطالعه حاضر از این نظر با مطالعه ذکر‌شده هم‌خوانی دارد [10].
به منظور بررسی روایی هم‌گرا از پرسش‌نامه هوش هیجانی شات و پرسش‌نامه شخصیت NEO استفاده شد. نتایج نشان داد که بین عوامل هوش هیجانی صفت و هوش هیجانی شات همبستگی مثبت معناداری وجود دارد. همچنین از آنجا که هوش هیجانی صفت به عنوان ویژگی شخصیتی مفهوم‌پردازی می‌شود، انتظار می‌رود تا با عوامل پرسش‌نامه 5عاملی رابطه داشته باشد. نتایج نشان داد که بین خرده‌مقیاس روان‌رنجوری با اکثر عوامل پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت همبستگی معنی‌دار منفی وجود دارد که نشان‌دهنده روایی افتراقی این ابزار است. این نتایج با دیگر پژوهش‌ها همسوست [15 ،12].
یافته‌ها نشان داد که بین مردان و زنان در نمره کلی و همچنین در عوامل به‌ورزی و هیجانی بودن تفاوت معناداری وجود دارد.به طوری که میانگین زنان بالاتر از مردان بوده است. بین سن و نمرات هوش هیجانی همبستگی مشاهده نشد و بین مقاطع تحصیلی و نمره هوش هیجانی صفت رابطه معنی‌داری مشاهده نشد. این یافته با یافته‌های پترایدز و میکلویزاک و همکاران که نمره کلی مردان در آن‌ها بالاتر و همچنین با مطالعه مارتسکویشویلی و همکاران، مارجانوویک و دیمیتریجویک و الوجا و همکاران که در آن‌ها تفاوت جنسیتی بین نمرات وجود نداشت در تعارض است. عوامل احتمالی که می‌تواند تبیین‌کننده این ناهم‌خوانی باشند، عوامل اجتماعی و فرهنگی است. تفاوت‌های جنسیتی در هیجان عموماً تحت تأثیر عوامل فرهنگی و اجتماعی، به‌ویژه نقش‌های اجتماعی است که هریک از دو جنس در فرهنگ‌ها به عهده دارند [27] و از آنجا که زبان، تاریخ و فرهنگ ایرانی تفاوت زیادی با فرهنگ‌های غربی دارد، احتمالاً ادراکاتی که هریک از دو جنس از هیجانات خود دارند در این فرهنگ‌ها متفاوت است. شاید به همین علت باشد که نتیجه مطالعه حاضر کاملاً با مطالعه اولوتاس که در ترکیه انجام شده همسوست. چراکه علاوه بر همسایه بودن دو کشور ایران و ترکیه و دارا بودن اشتراکات فرهنگی، بخش قابل توجهی از جمعیت ایران را نیز ترک‌ها تشکیل می‌دهند.
نتیجه‌گیری
مطالعه حاضر نشان داد نسخه فارسی پرسش‌نامه هوش هیجانی صفت برای سنجش این سازه از روایی و پایایی مناسبی برخوردار است. بنابراین می‌تواند در مطالعات پژوهشی در زمینه هوش هیجانی صفت در جمعیت بزرگسال ایرانی مورد استفاده قرار گیرد.
از محدودیت‌های این مطالعه می‌توان به محدود بودن گروه نمونه فقط به دانشجویان اشاره کرد. از آنجا که دانشجویان افرادی با تحصیلات بالا و در دامنه سنی خاصی هستند، باید در تعمیم این یافته‌ها به سایر گروه‌ها احتیاط کرد. 

ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مقاله برگرفته از طرح شمارهIR.IUMS.REC 1393.93-02-121-24736 مرکز تحقیقات بهداشت روان دانشگاه علوم پزشکی ایران است.

حامی مالی
این مقاله مورد حمایت مالی مرکز تحقیقات بهداشت روان دانشگاه علوم‌پزشکی ایران گرفته است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: احمد عاشوری، حمزه علیمرادی؛ تحقیق و بررسی: مقداد طالبی زاده، پویا فرخ نژاد افشار؛ تحقیق و بررسی: احمد عاشوری، پویا فرخ نژاد افشار؛ ویراستاری و نهایی‌سازی نوشته: تمام نویسندگان؛ نظارت: احمد عاشوری، پویا فرخ نژاد افشار.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.
 

Referencs
1.Salovey P, Mayer JD. Emotional intelligence. Imagination, Cognition and Personality. 1990; 9(3):185-211. [DOI:10.2190/DUGG-P24E-52WK-6CDG]
2.Mayer JD, Salovey P. What is emotional intelligence? In: Salovey P, Sluyter D, editors. Emotional development and emotional intelligence: Implications for educators. New York: Basic Books; 1997. pp. 3-31. https://scholars.unh.edu/psych_facpub/422/
3.Petrides KV, Pita R, Kokkinaki F. The location of trait emotional intelligence in personality factor space. British Journal of Psychology. 2007; 98(2):273-89. [DOI:10.1348/000712606X120618] [PMID]
4.Ashouri A, Jamil L, Alimoradi H, Aghedi M. Psychometric properties of farsi version of trait emotional intelligence questionnaire- adolescent short form. Iranian Journal of Psychiatry and Behavioral Sciences. 2019; 13(4):e94601. [DOI:10.5812/ijpbs.94601]
5.Farokhnezhad Afshar P, Foroughan M, Pirooz F, Ajri M. Social well-being of Iranian retired men of the armed forces and their wives. Journal of the Royal Army Medical Corps. 2019;0:1-5. [DOI:10.1136/jramc-2019-001164] [PMID]
6.Petrides KV. Ability and trait emotional intelligence. In: Chamorro-Premuzic T, von Stumm S, Furnham A, editors. The wiley-blackwell handbook of individual differences. New Jersey: Wiley Blackwell; 2011. pp. 656-678. https://psycnet.apa.org/record/2011-23563-025
7.Petrides KV. Psychometric properties of the trait emotional intelligence questionnaire (TEIQue). In: Parker J, Saklofske D, Stough C, editors. Assessing emotional intelligence. Boston: Springer; 2009. pp. 85-101. [DOI:10.1007/978-0-387-88370-0_5]
8.Chamorro-Premuzic T,von Stumm S, Furnham A. The wiley-blackwell handbook of individual differences. New Jersey: Wiley Blackwell; 2015.  https://books.google.com/books?id=F_SyBwAAQBAJ&pg=PA240&dq=.+von+Stumm+S,+Furnham+A.+The+Wiley-Blackwell+Handbook+of+Individual+Differences.+2011.&hl=en&sa=X&ved=2ahUKEwihtPbEv9n1AhWuQ0EAHUr5DOUQ6AF6BAgGEAI#v=onepage&q&f=false
9.Nazemi Moghadam M, Kadivar P, Arabzadeh M. [Psychometric properties of TEIQue-CF: Factor structure, reliability and validity (Persian)]. Quarterly of Educational Measurement. 2017; 7(27):65-81. [DOI:10.22054/jem.2017.10425.1311]
10.Bayani AA. [Reliability and validity preliminary of the trait emotional intelligence questionnaire - short from (TEIQue-SF) (Persian)]. Scientific Journal Management System. 2016; 6(22):1-17. http://jpmm.miau.ac.ir/article_1883.html?lang=en
11.Petrides KV, Mikolajczak M, Mavroveli S, Sanchez-Ruiz M-J, Furnham A, Pérez-González J-C. Developments in trait emotional intelligence research. Emotion Review. 2016; 8(4):335-41. [DOI:10.1177%2F1754073916650493]
12.Freudenthaler HH, Neubauer AC, Gabler P, Scherl WG, Rindermann H. Testing and validating the trait emotional intelligence questionnaire (TEIQue) in a German-speaking sample. Personality and Individual Differences. 2008; 45(7):673-8. [DOI:10.1016/j.paid.2008.07.014]
13.Di Fabio A, Saklofske DH, Tremblay PF. Psychometric properties of the Italian trait emotional intelligence questionnaire (I-TEIQue). Personality and Individual Differences. 2016; 96:198-201. [DOI:10.1016/j.paid.2016.03.009]
14.Martskvishvili K, Arutinov L, Mestvirishvili M. A psychometric investigation of the Georgian version of the Trait Emotional Intelligence Questionnaire. European Journal of Psychological Assessment. 2013; 29(2).   [DOI:10.1027/1015-5759/a000135]
15.Jolić-Marjanović Z, Altaras-Dimitrijević A. Reliability, construct and criterion-related validity of the Serbian adaptation of the trait emotional intelligence questionnaire (TEIQue). Psihologija. 2014; 47(2):249-62. [DOI:10.2298/PSI1402249J]
16.Ulutas I. Psicometric properties of the trait emotional intelligence questionnaire (TEIQe) in Turkish. Current Psychology. 2019; 38(3):775-81. [DOI:10.1007/s12144-017-9647-z]
17.Aluja A, Blanch A, Petrides K. Psychometric properties of the Catalan version of the trait emotional intelligence (TEIQue): Comparison between Catalan and English data. Personality and Individual Differences. 2016; 99:133-9. [DOI:10.1016/j.paid.2016.04.098]
18.Stamatopoulou M, Galanis P, Prezerakos P. Psychometric properties of the Greek translation of the trait emotional intelligence questionnaire-short form (TEIQue-SF). Personality and Individual Differences. 2016; 95:80-4. [DOI:10.1016/j.paid.2016.02.035]
19.Mikolajczak M, Luminet O, Leroy C, Roy E. Psychometric properties of the trait emotional intelligence questionnaire (TEIQue; Petrides & Furnham, 2003): Factor structure, reliability, construct, and incremental validity in a French-speaking population. Journal of Personality Assessment. 2007; 88(3):338-53. [DOI:10.1080/00223890701333431] [PMID]
20.Shahzad S, Riaz Z, Begum N, Khanum SJ. Urdu translation and psychometric properties of trait emotional intelligence questionnaire short form (TEIQue-SF). Asian Journal of Management Sciences & Education. 2014; 3(1):130-40. http://www.ajmse.leena-luna.co.jp/AJMSEPDFs/Vol.3(1)/AJMSE2014(3.1-13).pdf
21.Hooman H. Structural equation modeling with Lisrel application. Tehran: Samt; 2008. https://opac.nlai.ir/opac-prod/search/briefListSearch.do?command=FULL_VIEW&id=759088&pageStatus=0&sortKeyValue1=sortkey_title&sortKeyValue2=sortkey_author
22.Jackson DL. Revisiting sample size and number of parameter estimates: Some support for the N: Q hypothesis. Structural Equation Modeling. 2003; 10(1):128-41. [DOI:10.1207/S15328007SEM1001_6]
23.McCrae RR, Costa Jr PT. A contemplated revision of the NEO Five-Factor inventory. Personality and Individual Differences. 2004; 36(3):587-96. [DOI:10.1016/S0191-8869(03)00118-1].
24.Khormai F, Farmani, A. Psychometric properties of NEO Five-Factor Inventory in persian sample. Journal of management system. 2014; 16:29-39.
25.Schutte NS, Malouff JM, Bhullar N. The assessing emotions scale. In: Parker J, Saklofske D, Stough C, editors. Assessing emotional intelligence. Boston: Springer; 2009. pp. 119-34. [DOI:10.1007/978-0-387-88370-0_7]
26.Jahangiri M. [survey of relationship family & Emotional intelligence in younger second & third high school of Tehran (Persian)]. [MA Dissertation]. Tehran: Allameh Tabatabaee University; 2001. pp. 78-84.
27.Fischer AH, Rodriguez Mosquera PM, Van Vianen AE, Manstead AS. Gender and culture differences in emotion. Emotion. 2004; 4(1):87-94. [DOI:10.1037/1528-3542.4.1.87] [PMID]