Abstract
Objective:
The Trait Meta-Mood Scale (TMMS), a 30-item self-assessment questionnaire, has been developed to measure perceived emotional intelligence (EI) level in 3 dimensions: Attention, Clarity and Repair. This study aimed to explore the psychometric properties of the French version of this instrument.
Method:
The instrument factor structure, normality, internal consistency, stability and concurrent validity were assessed in a sample of 824 young adults (456 female). Besides TMMS, participants completed self-assessment questionnaires for affectivity (Shortened Beck Depression Inventory, State and Trait Anxiety Inventory, Positive and Negative emotion scale), alexithymia (Bermond-Vorst Alexithymia Questionnaire-B) and interpersonal functioning (Empathy Quotient). Discriminant validity was tested in 64 female patients with anorexia nervosa, identified in literature as having difficulties with introspection, expression and emotional regulation.
Results:
Confirmatory factor analysis results replicate the 3-factor structure. Internal consistency and reliability indices are adequate. Direction and degree of correlation coefficients between TMMS dimensions and other questionnaires support the instrument concurrent validity. TMMS allows to highlight differences in perceived EI levels between men and women (Attention: p < 0.001 ; Clarity: p < 0.05) as well as between patients with anorexia nervosa and control subjects (p < 0.001 for all 3 dimensions).
Conclusion:
This first validation study shows satisfying psychometric properties for TMMS French version.
Implications cliniques
La TMMS est un auto-questionnaire bref et disponible en langue française permettant d’évaluer les croyances et capacités perçues concernant l’attention portée aux émotions, leur discrimination, et leur régulation. Bien que l’Intelligence Emotionnelle et l’alexithymie soient des concepts proches et inversement liés, il est préférable de les considérer séparément. Le niveau d’Intelligence Emotionnelle pourrait être amélioré par des interventions ciblées, améliorant ainsi plusieurs aspects du fonctionnement intra et interpersonnel.
Limites
Notre échantillon n’est pas représentatif de la population générale en termes d’âge et de niveau d’éducation. La stabilité de l’instrument a été étudiée dans un échantillon restreint. L’analyse de la validité discriminante de l’instrument devra être complétée dans d’autres populations cliniques.
La cognition sociale réfère aux aspects de la cognition nécessaire aux relations interpersonnelles. Elle renvoie à diverses compétences, comme la capacité à identifier les émotions d’autrui, la théorie de l’esprit, la gestion des émotions en contexte social etc 1 . Conceptualisée en 1990 par Salovey et Mayer, la notion d’Intelligence Emotionnelle (IE), composante clé de la cognition sociale 2,3 , est relativement récente 4 . Bien qu’il existe actuellement de nombreuses définitions de l’IE, la plus communément admise est qu’elle serait « l’habileté à percevoir et exprimer ses émotions, à les intégrer pour faciliter la pensée, à comprendre et à raisonner avec les émotions, ainsi qu’à réguler ses propres émotions et celles des autres » 3 . Il existerait des différences interindividuelles de propension à présenter ces habiletés 5 qui rendraient compte des compétences socio-affectives.
Depuis les années 90, les travaux sur l’IE se multiplient, tant concernant sa conceptualisation et son opérationnalisation 2,5 –8 , que dans le champ du management et des ressources humaines 9 , de l’éducation 10 , ou l’étude de son rôle sur la santé et le bien-être 11 et la psychopathologie. Dans le domaine de la santé mentale, plusieurs travaux ont rapporté un déficit d’IE chez des patients présentant des pathologies psychiatriques comme les troubles de la personnalité 12,13 , les troubles anxieux et dépressifs 14 , les pathologies addictives 11,15,16 et troubles des conduites alimentaires, dont l’anorexie mentale 17 et la boulimie 18,19 .
Dans la perspective décrite initialement par Mayer et Salovey, l’IE est considérée comme une forme d’intelligence à part entière, pouvant être conceptualisée en tant qu’habiletés ou aptitudes mentales et qui s’estimeraient notamment par des tests comportementaux (e.g, le Mayer-Salovey-Caruso Emotional Intelligence Test – MSCEIT 20 ). Cependant, d’autres auteurs conceptualisent l’IE en tant que facteur non-cognitif ou ensemble de traits de personnalité. Il s’agirait d’une combinaison de traits affectifs ou motivationnels et de dispositions, tels que l’optimisme, l’humeur positive, la maîtrise de l’impulsivité, ou l’assertivité 21 . Cette « IE-trait » renverrait à un ensemble de compétences typiques s’appréciant de manière subjective par le biais d’auto-questionnaires, tandis que l’IE en tant qu’habileté rendrait compte d’une IE en tant que performance objective maximale.
À notre connaissance, trois questionnaires d’IE sont à ce jour disponibles en langue française, dont deux validés : le Bar-On Emotional Quotient Inventory ou EQ-i 22 et le Trait Emotional Intelligence Questionnaire ou TEIque 23,24 . L’EQ-i est une mesure athéorique de l’intelligence émotionnelle et sociale 22 . Sur la base de son expérience clinique ainsi que d’une revue de littérature, Bar-On 25 a identifié de nombreuses compétences émotionnelles pouvant influencer le bien-être. Parmi les quelques 1000 items initialement produits, des analyses statistiques et des réflexions théoriques l’ont conduit à en conserver 133, qui peuvent être regroupés en 15 dimensions organisées en 5 facteurs. Cet instrument a été traduit et validé dans plusieurs langues (adaptation française 26 ). Cependant, la qualité de sa structure factorielle est discutée, les analyses suggérant entre 2 et 6 facteurs selon les études 27,28 . De plus, malgré sa longueur, cet instrument athéorique a pour autre limite de ne pas évaluer plusieurs aspects importants de l’IE, comme par exemple la propension à percevoir et exprimer des émotions 28,29 .
Le TEIque s’inscrit dans la conceptualisation de l’IE en tant que trait de personnalité, et présente des qualités métrologiques satisfaisantes en population générale, dans ses versions originale et française 23,24 . Son inconvénient principal, comme l’EQ-i, est qu’il s’agit d’un questionnaire long. Composé de 153 items, son administration peut être difficile pour des populations cliniques du fait de leur fatigabilité, et également dans des contextes de recherche, quand les questionnaires administrés sont nombreux.
La Trait Meta-Mood Scale (TMMS) est le premier outil de mesure proposé par les pionniers de l’IE 30 . Basé en partie sur leur modèle de 1990, cet instrument serait « une opérationnalisation raisonnable de différents aspects de l’intelligence émotionnelle » 30 qui permettrait d’« identifier les différences interindividuelles fondamentales qui peuvent permettre de caractériser les personnes émotionnellement intelligentes » 30 . Ces différences concerneraient la capacité subjective à être attentif à ses émotions, à les discriminer clairement, et à les réguler. La TMMS est une auto-évaluation des croyances et attitudes de l’individu concernant l’importance de ces trois compétences. Issue d’un modèle de l’IE en tant qu’habileté, il est d’usage d’employer la terminologie d’IE Perçue pour décrire ce qu’elle capture 31 .
L’analyse factorielle menée par les créateurs de la TMMS a mis en évidence 3 facteurs 30 : le degré d’attention portée aux émotions ; la clarté de l’information émotionnelle et la capacité à discriminer les émotions ; et la réparation émotionnelle ou capacité à réguler les émotions négatives et à prolonger les émotions positives. Les auteurs ont rapporté des coefficients de consistance interne satisfaisants (alpha de Cronbach de 0.86, 0.87, et 0.82 pour les dimensions d’Attention, de Clarté, et de Réparation, respectivement). La TMMS a été traduite et validée en plusieurs langues. La structure factorielle a pu être répliquée mais pas toujours avec l’ensemble des items selon les études 32 –34 . Par ailleurs, deux études ont pu mettre en évidence, par une analyse de médiation, une séquence fonctionnelle entre les trois dimensions de la TMMS, montrant que la clarté du vécu émotionnel était dépendante du degré d’attention portée aux émotions, et que la réparation émotionnelle n’était possible que quand le ressenti émotionnel était suffisamment clair 34,35 .
Il existe une version française de la TMMS approuvée par Mayer et collaborateurs 36 (voir Annexe). Toutefois, à notre connaissance, aucun élément de validité de cette version n’est à ce jour disponible. Pourtant cet instrument présente plusieurs avantages, notamment sa longueur qui le rend facilement administrable que ce soit dans des populations cliniques mais également dans les études d’épidémiologie. Un autre aspect intéressant de cette mesure est qu’elle tend à évaluer non pas les compétences objectives du sujet en termes d’IE, mais plutôt les croyances associées aux émotions, au fait d’y prêter attention, de les discriminer et de les réguler, ainsi que les compétences émotionnelles perçues par l’individu et sa disposition à les employer au quotidien.
Cette étude avait donc pour objectif principal d’évaluer la structure en 3 facteurs, la fiabilité et la validité concomitante de la version française TMMS en population générale. Un objectif secondaire était d’explorer sa validité discriminante dans une population clinique de personnes souffrant d’Anorexie Mentale (AM), pour lesquelles la littérature rapporte des difficultés d’introspection, d’expression, et de régulation émotionnelle 37 –43 .
Méthode
Participants
Echantillon 1
L’échantillon 1 est composé de 824 jeunes adultes français (456 femmes), âgés en moyenne de 20.7 ans (écart-type = 2.1), recrutés dans divers établissements d’enseignement supérieur (Commerce, Psychologie, Sciences du Vivant, Arts et Stylisme, Sciences Humaines et Sociales, Ingénierie). Cette étude (DETENDOEMO, RGB:2007-A01068-45) a été menée conformément à la déclaration d’Helsinki et reçu l’autorisation du Comité de Protection des Personnes Ile de France VI ; tous les participants ont fourni leur consentement éclairé par écrit.
Afin d’évaluer la stabilité temporelle de l’instrument, un sous-échantillon composé de 17 participants (14 femmes) âgés en moyenne de 26.1 ans (écart-type : 9.3) a complété une seconde fois la TMMS, à 4 à 6 semaines d’intervalle.
Echantillon 2
L’échantillon 2 est composé de 64 jeunes femmes (âge moyen : 20.2 ans ; écart-type : 5.3) hospitalisées pour AM sévère et participant à un essai clinique randomisé (TRECOGAM, clinicaltrial.gov id : NCT01772394). L’étude a été menée conformément à la déclaration d’Helsinki et a reçu l’autorisation du Comité de Protection des Personnes Ile de France VII. Toutes les participantes (et les détenteurs de l’autorité parentale pour les mineures) ont fourni leur consentement éclairé par écrit.
Instruments
En plus de la TMMS, les participants de l’Echantillon 1 ont complété :
L’inventaire abrégé de Dépression de Beck (BDI-1344,45) qui évalue le niveau de dépression actuel.
L’Inventaire d’Anxiété Trait et Etat de Spielberger (STAI-Forme Y 46,47 ) dont les 20 premiers items évaluent l’anxiété actuelle et les 20 derniers le niveau d’anxiété habituel.
Le Questionnaire d’Emotions Positives et Négatives (EPN-3148,49) évalue à l’aide de 31 adjectifs émotionnels la fréquence de ressenti de l’émotion sur une période d’un mois. Trois scores principaux peuvent être calculés : le score d’affectivité positive, le score d’affectivité négative, et le score d’émotions de surprise. Seuls les scores d’affectivité positive et négative ont été analysés ici.
Le Questionnaire d’Alexithymie de Bermond-Vorst Forme B (BVAQ-B 50,51 ) mesure 5 dimensions de l’alexithymie en 20 items : la difficulté à verbaliser ses émotions (b1), la difficulté à s’échapper dans l’imaginaire (b2), la difficulté à identifier ses sentiments (b3), la difficulté à réagir émotionnellement aux situations (b4), et la difficulté à analyser ses émotions ou pensée opératoire (b5). Un score global est également calculé.
Le Quotient Empathique-Version courte (EQ-short 52,53 ) permet de mesurer en 22 items les capacités empathiques affectives et cognitives.
Analyses statistiques
Des analyses descriptives ont été réalisées sur les deux échantillons. Les propriétés psychométriques de la version française de la TMMS ont été testées en population générale (Echantillon 1). Une analyse factorielle confirmatoire (AFC) a été réalisée afin de vérifier dans notre échantillon la structure en 3 dimensions 30 . Nous avons suivi les recommandations de Kline 54 et Bentler 55 et utilisé les indices d’adéquation et leurs valeurs limites suivants : Standardized Root Mean Square Residual ou SRMSR <.10, Root Mean Square Error of Approximation ou RMSEA <.05, Comparative Fit Index ou CFI >.90). Des tests de Kolmogorov-Smirnoff ont été menés pour explorer la normalité de la distribution des scores et les indices d’asymétrie et d’aplatissement. Pour l’analyse de la consistance interne, nous avons calculé les alphas de Cronbach et utilisé le seuil de 0.70 proposé pour les instruments de mesure dans le domaine de la santé Nunnally 56 . Des inter-corrélations (coefficients de Spearman) ont été menées entre les 3 dimensions de la TMMS. Pour l’étude de la validité concomitante de la TMMS, des matrices de corrélations de Pearson ont été réalisées entre les scores à chaque dimension de la TMMS et les scores aux différentes échelles. Le seuil de significativité a été fixé à p < .001 afin de minimiser les erreurs de type I. Afin d’évaluer la fiabilité test-retest, nous avons réalisé des analyses de corrélation intra-classes. L’effet du genre a été estimé par un t-test pour échantillons indépendants.
L’analyse de la validité discriminante a consisté en des t-tests pour échantillons indépendants entre les scores à la TMMS obtenus par les femmes de l’Echantillon 1 et les patientes souffrant d’AM de l’Echantillon 2.
Les tailles d’effet ont été calculées grâce au d de Cohen 57 . Une valeur de d autour de 0.2 est associée à un effet faible, autour de 0.5 à un effet moyen, et autour de 0.8 à un effet fort.
Excepté pour l’AFC réalisée à l’aide du logiciel R 58 , toutes les analyses ont été menées avec SPSS version 18.0 59 .
Résultats
Les statistiques descriptives des scores obtenus par les participants de l’Echantillon 1 sont présentées dans le Tableau 1.
Statistiques descriptives des scores obtenus par les participants issus de la population générale
TMMS Attention : Attention portée aux émotions ; TMMS Clarté : Clarté du ressenti émotionnel ; TMMS Réparation : Régulation émotionnelle ; BDI-13 : dépression ; STAI-état : anxiété actuelle ; STAI-trait : anxiété habituelle ; EPN31 Pos : affectivité positive ; EPN31 Nég : affectivité négative ; BVAQ-B total : score total d’alexithymie ; BVAQ-B b1 : difficultés de verbalisation des émotions ; BVAQ-B b2 : difficultés à s’échapper dans l’imaginaire ; BVAQ-B b3 : difficultés d’identification des émotions ; BVAQ-B b4 : difficultés à réagir en situation émotionnelle ; BVAQ-B b5 : difficultés à analyser ses émotions (pensée opératoire) ; EQ Short : Quotient Empathique version courte
Analyse factorielle confirmatoire
L’AFC simple a mis en évidence : un khi-2 significatif [χ2 (402)=1962.28, p < .001] avec un ratio khi-2/degré de liberté > 2 ; un CFI = 0.78 ; un SRMR = 0.07 ; un RMSEA = 0.07, IC à 90% = [0.066-0.072] ; et pour le test de bonne adéquation au modèle [RMSEA<.05], un p < .001. Après prise en compte dans le modèle des résidus correspondant à la covariance résiduelle entre les items d’une même dimension, l’AFC a mis en évidence : un khi-2 significatif [χ2 (370)=1038.79 ; p < .001] avec un ratio khi-2/degré de liberté > 2 ; un CFI = 0.91 ; un SRMR = 0.06 ; un RMSEA = 0.05, IC à 90%=[0.04 ; 0.05].
Normalité
Les résultats ont montré que les scores à la TMMS n’étaient normalement distribués (Attention : Z=1.73, p < .05, Clarté : Z=1.41, p < .05, Réparation : Z=2.45, p < .05). Cependant, les valeurs d’asymétrie et d’aplatissement étaient faibles (comprises entre -0.57 et -0.39 pour l’asymétrie, et entre -0.11 et 0.19 pour l’aplatissement), suggérant tout de même que la normalité des distributions était acceptable.
Consistance interne
Les analyses ont mis en évidence des alphas de Cronbach compris entre 0.74 et 0.85 pour les dimensions de la TMMS (Tableau 1).
Les analyses d’intercorrélations ont montré que les scores de Clarté étaient corrélés aux scores d’Attention (r = 0.14 ; p < .001) et de Réparation (r = 0.30 ; p < .001). Aucun lien significatif n’était observé entre les scores d’Attention et de Réparation (r = 0.05 ; NS).
Fiabilité (test-retest)
Les coefficients de corrélation intra-classe obtenus respectivement pour les dimensions d’Attention, Clarté, et Réparation étaient de 0.88, 0.81 et 0.74.
Éléments de validité concomitante
Les résultats de la matrice de corrélations sont présentés dans le Tableau 2.
Matrice de corrélations (r de Pearson) entre les scores à la TMMS et aux autres échelles d’intérêt obtenus par les participants issus de la population générale
a p ≤ 0.001
TMMS Attention : Attention portée aux émotions ; TMMS Clarté : Clarté du ressenti émotionnel ; TMMS Réparation : Régulation émotionnelle ; BDI-13 : dépression ; STAI-état : anxiété actuelle ; STAI-trait : anxiété habituelle ; EPN31 Pos : affectivité positive ; EPN31 Nég : affectivité négative ; BVAQ-B total : score total d’alexithymie ; BVAQ-B b1 : difficultés de verbalisation des émotions ; BVAQ-B b2 : difficultés à s’échapper dans l’imaginaire ; BVAQ-B b3 : difficultés d’identification des émotions ; BVAQ-B b4 : difficultés à réagir en situation émotionnelle ; BVAQ-B b5 : difficultés à analyser ses émotions (pensée opératoire) ; EQ Short : Quotient Empathique version courte
Au seuil de p < .001, les scores de Clarté et de Réparation, mais pas ceux d’Attention, étaient négativement corrélés aux scores au BDI-13 et STAI trait et état. Les scores à la TMMS étaient tous corrélés positivement au score d’émotions positives de l’EPN31. Les scores de Clarté et de Réparation étaient corrélés négativement au score d’émotions négatives de l’EPN31, tandis que les scores d’Attention l’étaient positivement. Les scores à la TMMS étaient tous corrélés négativement au score total du BVAQ-B. La dimension d’Attention était la plus corrélée (négativement) aux différentes dimensions du BVAQ-B, sauf le score de difficultés à identifier les émotions (b3) qui était plus lié au score de Clarté. Le score de Réparation n’était corrélé (négativement) qu’au score b3 du BVAQ-B.
Effet du Genre
Les statistiques descriptives et comparatives en fonction du genre sont présentées dans le Tableau 3 (voir aussi Figure 1, a et b).
Comparaison des scores obtenus par les hommes et les femmes, et par les patientes souffrant d’AM
a p ≤ 0.001
TMMS Attention : Attention portée aux émotions ; TMMS Clarté : Clarté du ressenti émotionnel ; TMMS Réparation : Régulation émotionnelle ; BDI-13 : dépression ; STAI-état : anxiété actuelle ; STAI-trait : anxiété habituelle ; EPN31 Pos : affectivité positive ; EPN31 Nég : affectivité négative ; BVAQ-B total : score total d’alexithymie ; BVAQ-B b1 : difficultés de verbalisation des émotions ; BVAQ-B b2 : difficultés à s’échapper dans l’imaginaire ; BVAQ-B b3 : difficultés d’identification des émotions ; BVAQ-B b4 : difficultés à réagir en situation émotionnelle ; BVAQ-B b5 : difficultés à analyser ses émotions (pensée opératoire) ; EQ Short : Quotient Empathique version courte
Distribution des scores à la TMMS dans les échantillons 1 et 2.
Les analyses ont indiqué des scores d’Attention significativement supérieurs chez les femmes, des scores Clarté supérieurs chez les hommes (à p < .05), et aucune différence significative de score de Réparation. Après prise en compte des scores de dépression et d’anxiété (BDI et STAI état et trait), les femmes obtenaient des scores plus élevés d’Attention (Différence de moyennes = 4.03 ; écart-type = 0.58 ; p < .001) et de Réparation (Différence de moyennes = 0.69 ; écart-type = 0.28 ; p < .05). L’effet genre observé pour le score de Clarté ne survivait pas après ajustement.
Éléments de validité discriminante
Les statistiques descriptives et comparatives sont présentées dans le Tableau 3. Aucune différence d’âge n’a été observée (t(65.5)=0.6 ; NS). Les patientes souffrant d’AM rapportaient des scores significativement inférieurs d’Attention (différence de moyennes = 3.35 ; écart-type = 1.02 ; p < .001), de Clarté (différence de moyennes = 9.10 ; écart-type = 0.92 ; p < .001) et de Réparation (différence de moyennes = 3.86 ; écart-type = 0.79 ; p < .001).
Discussion
L’objectif de cette étude était d’analyser les propriétés psychométriques de la version française de la TMMS. Les résultats de la présente étude vont dans le sens des bonnes qualités métrologiques de cet instrument.
Les indices d’adéquation des données au modèle en trois facteurs sont acceptables, et les indices de consistance interne sont satisfaisants, bien que légèrement inférieurs à ceux retrouvés dans l’étude de validation de la version originale de la TMMS 30 . Comme dans d’autres études, les associations entre les dimensions de la TMMS étaient les plus fortes entre l’Attention et la Clarté, ainsi qu’entre la Clarté et la Réparation 34,35 . En revanche, dans notre échantillon, nous n’avons pas retrouvé d’association entre les dimensions d’Attention et de Réparation. Cette absence d’association pourrait s’expliquer par les différences en termes d’âges et de sex-ratio entre notre échantillon et celui d’autres études (respectivement 15 à 79 ans et 71% de femmes par exemple 34 ). On note également dans cette étude que l’association entre les dimensions d’Attention et de Réparation est la plus faible (r=.12) 34 . Cela ne nous a pas permis de tester l’hypothèse proposée par ces auteurs qu’il existerait une séquence fonctionnelle entre les trois dimensions de la TMMS caractérisant le processus de régulation émotionnelle 34,35 . Si le concept de séquence fonctionnelle entre les trois dimensions de la TMMS fait sens d’un point de vue clinique, force est de constater qu’il est difficile à confirmer du point de vue expérimental en population générale. Une perspective serait d’explorer si cette séquence fonctionnelle est retrouvée en population clinique, chez des patients présentant un défaut de régulation émotionnelle par exemple.
En ce qui concerne les différences liées au genre, la littérature rapporte généralement des scores d’Attention plus élevés, mais des scores de Clarté et de Réparation plus faibles chez les femmes 60,61 . La présente étude confirme que, comparativement aux hommes, les femmes se perçoivent comme prêtant davantage attention aux émotions. Par ailleurs, nous avons observé que l’ajustement sur les scores de dépression et d’anxiété modifiait les différences observées en fonction du genre. Ces résultats suggèrent l’importance de prendre en compte les niveaux d’affects dysphoriques rapportés (généralement plus élevés chez les femmes) lors de la comparaison de leurs compétences ou stratégies de régulation émotionnelle.
Les résultats de notre étude sont également en faveur d’une bonne validité concomitante de la TMMS et vont dans le sens des résultats de deux méta-analyses récentes qui révèlent qu’un plus haut niveau d’IE est lié à une meilleure santé mentale et physique 62,63 . Ici, comme attendu, et conformément à d’autres études (e.g. 14,64 ) les niveaux de Clarté et de Réparation perçus sont inversement liés à ceux de l’intensité des affects anxio-dépressifs. Par ailleurs, les ressentis d’émotions positives et négatives sont souvent considérés comme des indicateurs puissants du bien-être subjectif 65 . Dans notre étude, plus les niveaux de Clarté et de Réparation perçus sont importants, plus le ressenti d’affects positifs est élevé et plus le ressenti d’affects négatifs est faible (scores à l’EPN31). Ces éléments et nos résultats confirment que l’IE serait une dimension essentielle au bien être et à la qualité de vie 66 .
De plus, dans la lignée de la littérature suggérant un bon niveau d’IE perçue aide à tisser des liens étroits avec autrui, à en tirer de la satisfaction et de l’épanouissement 67 , nos résultats indiquent que plus les scores à la TMMS sont élevés plus grandes sont les capacités empathiques.
Enfin, en ce qui concerne les liens entre l’alexithymie et l’IE perçue, leurs définitions respectives suggèrent que ces concepts seraient intimement et inversement liés. Dans la présente étude, si les associations négatives attendues entre le score global d’alexithymie et les niveaux d’Attention, de Clarté et de Réparation ont effectivement été observées, nos résultats suggèrent également que des clarifications devraient être apportées sur les liens entre les différentes dimensions de l’alexithymie et de l’IE. Parker, Taylor et Bagby ont mis en évidence des corrélations négatives entre toutes les sous-dimensions de la Toronto Alexithymia Scale (TAS-20) et de l’EQ-i, avec valeurs de r de Pearson comprises entre -0.47 et -0.72 68 . Les résultats de notre étude ayant utilisé deux autres instruments d’évaluation de l’alexithymie et de l’intelligence émotionnelle sont cohérents avec ceux de Parker et son équipe. En effet, nous avons retrouvé des associations négatives entre les scores de difficultés à identifier (b3), à verbaliser (b1) et à analyser ses émotions (b5) du BVAQ-B – correspondant aux trois facteurs de la TAS-20 – et les dimensions Attention, Clarté et Réparation de la TMMS. Notre étude a également permis de montrer qu’une plus forte propension à porter attention aux émotions est également associée à de moindres difficultés à s’échapper dans l’imaginaire (b2) et à réagir dans les situations émotionnelles (b4). En ce qui concerne l’idée qu’à l’alexithymie correspond un déficit de régulation émotionnelle, on observe bien dans notre échantillon une association entre les scores totaux au BVAQ et à la dimension Réparation de la TMMS, mais de seulement 10% de variance commune. Cette association serait principalement liée aux difficultés d’identification des émotions. Ainsi, nos résultats vont dans le sens du point de vue de Coffey, Berenbaum et Kerns pour qui l’alexithymie et l’IE sont des concepts composés de plusieurs facettes qu’il est préférable de considérer séparément 69 .
Compte-tenu des difficultés d’introspection, de reconnaissance et de régulation émotionnelle rapportées dans la littérature chez des patients souffrant d’AM, nous nous attendions à observer des scores inférieurs d’IE perçue, telle que mesurée par la TMMS, dans notre échantillon clinique. Nos résultats vont dans ce sens et sont en faveur de la validité discriminante de la TMMS. Ils sont cohérents avec ceux de la seule étude menée à ce jour sur l’IE dans l’AM 17 , dans laquelle l’IE est évaluée à l’aide du MSCEIT 20 c’est-à-dire en tant que performance maximale, à l’instar d’un test de QI de type Wechsler pour mesurer l’intelligence générale.
Conclusion
La TMMS est un outil de mesure de l’intelligence émotionnelle perçue présentant de solides bases théoriques, et a l’avantage d’être de passation brève. Les résultats de la présente étude indiquent que sa version française présente de bonnes qualités métrologiques, à la fois en termes de structure mais également de validité concomitante.
Annexe : Trait Meta Mood Scale 30 , version française de Rodrigue & Clamageran 36
Voici une série d’énoncés que les gens utilisent pour se décrire. Lisez chaque item et indiquez qui correspond le mieux à ce que vous pensez. Il n’y a ni bonne, ni mauvaise réponse.
1 = Pas d’accord du tout
2 = Plutôt en désaccord
3 = Neutre
4 = Modérément d’accord
5 = Entièrement d’accord
J’essaie d’avoir des pensées positives, peu importe ce que je ressens. Les gens feraient mieux de réfléchir davantage et de moins se fier à ce qu’ils ressentent. Je ne pense pas que ce soit utile d’être à l’écoute de nos émotions et de nos humeurs. Je ne me préoccupe pas beaucoup de ce que je ressens. Parfois, je ne peux pas dire ce que je ressens. Il est rare que je ne comprenne pas ce que je ressens. Les sentiments que l’on ressent nous guident dans la vie. Bien que je sois parfois triste, je suis généralement une personne optimiste. Lorsque je suis contrarié(e), je me rends compte que les « bonnes choses de la vie » ne sont que des illusions. Je crois que nos actions doivent être dictées par notre cœur. Je n’arrive jamais très bien à déterminer ce que je ressens. Je trouve qu’il est mieux pour moi de ressentir pleinement mes sentiments plutôt que de les contrôler. Lorsque je deviens contrarié(e), je pense à tous les plaisirs qu’offre la vie. Mes croyances et opinions semblent varier selon la façon dont je me sens. J’ai souvent conscience de ce que je ressens par rapport à une question. Mes sentiments sont souvent une source de confusion pour moi. On ne devrait jamais se laisser guider par ses émotions. Je ne laisse jamais mes émotions prendre le dessus. Je suis parfois heureux/heureuse, mais je suis surtout de nature pessimiste. Je suis en accord avec mes émotions. J’accorde beaucoup d’attention à mes sentiments. Je n’arrive pas à comprendre mes sentiments. Je n’accorde pas beaucoup d’attention à mes sentiments. Je pense souvent à mes sentiments. En général, je sais très bien ce que je ressens. Même quand je me sens malheureux/malheureuse, j’essaie de penser à des choses agréables. Les sentiments sont une faiblesse des êtres humains. Je sais généralement ce que je ressens par rapport à une question. Penser à nos émotions est le plus souvent une perte de temps. Penser à nos émotions est le plus souvent une perte de temps.
Les items à inverser pour la cotation (1 = 5 ; 2 = 4 ; 4 = 2 ; 5 = 1) sont indiqués par le signe *.
Footnotes
Note de l’auteur
Une partie de cette étude a été présentée en communication orale au 4e Congrès International sur l’Intelligence Emotionnelle (ICEI 2013), New York City, NY, 8-10 Septembre 2013.
Remerciements
Le projet DETENDOEMO (RGB:2007-A01068-45) a été financé par la Fondation pour la Recherche Psychiatrique et la Santé Mentale. Le projet TRECOGAM (NTC01772394) a été financé par un Protocole Hospitalier de Recherche Clinique, par un prix de recherches de l’Institut Benjamin Delessert et par un Contrat de Recherche Clinique. ASM a été financée par le Conseil Régional d’Ile de France (PICRI n°11020595). Nous remercions le Professeur John Mayer et le Professeur Peter Salovey pour leur aimable autorisation de reproduction de la version française de la TMMS.
Declaration of Conflicting Interests
The author(s) declared no potential conflicts of interest with respect to the research, authorship, and/or publication of this article.
Funding
The author(s) received no financial support for the research, authorship, and/or publication of this article.