1. 引言
职业教育是国民教育体系和人力资源开发的重要组成部分。习近平总书记指出，要把推动现代职业教育高质量发展摆在更加突出的位置。与普高生不同，中职生的学业成就主要从基础知识、专业理论和专业技能三部分进行测评。这既确保学生既具备扎实的文化基础，又拥有专业的理论知识和实践技能，从而更好地适应社会需求。故培养有着较高学业成就的中职生，不仅关系到学生的个人成长与发展，更与国家技能型社会建设、职业教育现代化建设紧密相关。大量研究表明，青少年的情绪智力与学业成就密切相关。情绪智力能够预测青少年的学业水平，尤其是能力型下的情绪智力的预测作用更强(MacCann et al., 2020)。能力型情绪智力的四个维度——情绪感知和表达能力、情绪促进思维能力、情绪理解能力、情绪管理能力——可能通过学习动机、学习效能、应对压力、创新思维、调整学习策略等因素，对学业成就产生直接或间接影响。但目前的研究尚不明确中职生能力型情绪智力与中职生学业成就的不同方面的关系。
2. 文献综述
2.1. 学业成就
我国不同学者对学业成就的定义略有不同。如周旭玲(2006)认为学业成就指学生通过学习活动所获得的成果，主要体现在学生对知识、技能的掌握与应用。董妍和俞国良(2010)直接把学业成就等同于教育制度中学科标准化测验分数为直接指标。也有学者定义的学业成就概念兼而有之，如周宗奎等(2006)认为学业成就就是指个体在学业领域所具有的知识、技能或取得的成绩水平。依据国家对中职生单独招生的政策，各省份依据“文化素质 + 职业技能”的办法对中职生进行考核。以浙江省为例，“文化素质”主要包括语文、数学；“职业技能”考试分为“理论知识”和“技能操作”两部分。语文、数学、职业技能理论考试均以原始分计入考生总成绩。本研究认为中职生的学业成就指的是以分数体现的、通过学习和训练获得的、涵盖基础知识、专业理论和专业技能三方面的综合表现。
在学业成绩的选择上，通常存在两种选择：一种是总平均成绩(Grade Point Averages: GPA)，通过将学生某一学期末的分数进行加权平均处理后得到，另一种是标准化成就测验(Standardized Achievement Test, SAT)，适用于大规模标准化考试，如高考成绩。
以往有关我国中职生学业成就的测量中，除了学生自评在班级里学业表现的量表外(文超等，2010)，通常采用标准分数进行比较。按照标准化的先后，可以分为两类：对各科成绩进行平均分或汇总操作后进行标准化处理，或对各科成绩标准化处理后取平均值或汇总。本研究将遵循前人研究，采取中职生期末基础知识(语文、数学、英语)、专业理论和专业技能三类课程下的各平均分，以班级为单位进行标准分转化，三类课程平均分后再次标准化得到学业成就总分。
2.2. 情绪智力
Mayer和Salovey的能力模型将情绪智力看作一种与情绪认知有关的能力，情绪智力是“准确地感知、评价和表达情感的能力；当情感促进思考时，获取和产生情感的能力；理解情感和情感相关知识的能力；以及调节情绪以促进情感和智力发展的能力”。能力型情绪智力具有以下一些特点与优势：① 能力型情绪智力的理论框架更清晰：Hodzic et al. (2018)研究发现基于能力模型的干预效果明显高于混合或特质情绪智力模型，干预对理解情绪的影响大于促进思维。这可能与能力型情绪智力模型结构有关。② 能力模型较好地对于情绪智力的各维度进行界定，避免与人格特质重叠：其他情绪智力模型最大争议点在于其理论结构与人格特质的相关性。甚至有研究者因为特质情绪智力与一般人格的相关性较高，认为二者可能具有相同结构(Van der Linden et al., 2017)。③ 能力型情绪智力具有更明确的科学性和可测量性：能力型情绪智力测试题中含有正确答案，测量的是个体在情绪智力上最好的表现，是对绩效的外部评估，有最小的反应偏差(Wilhelm, 2005)，因此减轻了自我报告中可能出现的潜在偏见。此外，被试做题的过程就是他们试图解决与情绪有关问题、评价判断情绪的过程，因此更吸引人(O’Connor et al., 2019)。④ 能力型情绪智力在预测个体学习时具有较高效度，表现更好。MacCann et al. (2020)在研究不同模型的情绪智力对学业成就的影响时发现，能力型情绪智力与学业成就的相关性、对学业成就的预测能力，比混合型情绪智力更强。这或许是因为能力型情绪智力较其他模型涵盖更多与学业成就有关的方面，因而显示出了更强的预测能力。
2.3. 青少年情绪智力与学业成就的关系
情绪智力在大量学校和学业情境的成果中发挥了关键作用：情绪智力提供了在学业情境中涉及学业、个人情绪和人际关系间困难的应对措施(张冲，2020)，已经成为预测中等教育的一个强有力的因子(Sánchez-Álvarez et al., 2020)，提高情绪智力能显著促进学业成就(Zhou et al., 2024)。能力型情绪智力作为智力的一部分，与认知能力有关，被认为与需要智力参与的专业理论和一般知识的学习与成绩有关，并且得到了研究支持(Tremonte-Freydefont et al., 2024)。
樊瑞华(2016)研究发现，情绪智力的三个维度情绪感知、情绪运用、情绪理解与学业成就显著相关。情绪智力高的学生，能够准确地感知和评估自己的情绪，知道如何和何时表达自己的情感，并能有效地调节自己的情绪状态，从而对学习活动产生较高热情，主动学习。积极情绪更有利于灵活的学习策略的使用，消极情绪则更容易采取僵化的学习策略(Pekrun et al., 2002)。在学业学习中，积极的情绪状态如兴奋和兴趣可以扩大注意力的范围，可能知觉到他们有接近特定结果的资源，因此更可能关注理解学习内容的目标，提高学生的学习动机和自主性(林杰等，2020)；而在消极情绪下，情况相反，学生感知不到有效达成目标的资源，因而可能只是在避免负面结果出现(董妍，俞国良，2010)。
学业成就与自我情绪评价和情绪运用密切相关(Halimi et al., 2021)，情绪智力能通过调节学业情绪影响学业成就(MacCann et al., 2020)。情绪智力通过积极情绪对自我效能感产生正向影响，高自我效能感与更好的心理健康、更少的负面情绪和更高的学业成就有关(Afifah et al., 2024)。情绪智力较高的人表现出更强的心理韧性，更不容易屈服于负面事件(Zheng et al., 2021)。无论是在积极还是消极的情况下，能够控制自我情绪的人往往能够自我诱导出积极情绪，即能够更好地应对压力大的遭遇中的情绪需求，学生通过情绪自我意识、表达和管理情绪等情绪智力能力能够减轻负性生活事件的影响(林燕媛，2019)，克服环境不良影响，进而获得更好的学业成就(杨社娥等，2010)。
情绪智力能够通过降低焦虑程度(Rezanejad et al., 2014; Afifah et al., 2024)，增加认知投入和师生互动(Zhoc et al., 2020)，从而对学业成就产生积极的影响(陈琳琳，2022)。也有学者认为，青少年情绪智力与学业投入有关(Tortosa Martínez et al., 2023)，青少年情绪智力越高，主观幸福感越高，其学习投入程度也越高(李炳煌，郭良，2020)，最终影响学业成就。
3. 问题提出
国内外对学业成就的相关研究相对较多，但主要集中于普通中小学生、大学生的学业成就上，缺少对中职生群体学业成就的关注。中职生教育“知识 + 技能”的特殊性意味着相比于普通高中生，他们的学业成就内涵更加丰富。情绪智力作为一个预测学业成就的重要变量，一直备受国内外学者的关注。现有研究主要考察了不同理论下的情绪智力与学业成就的关系，但缺乏从能力模型的视角下，考察中职生群体情绪智力对学业成就的影响。因此，本研究将研究中职生能力型情绪智力对学业成就的影响。我们有如下假设：
假设1：中职生能力型情绪智力可以预测其学业成就。
假设2：情绪智力的不同维度对于学业成就的不同方面的预测作用不同。
4. 研究方法
4.1. 研究对象
本研究在浙江省某中职学校对该校高一高二学生进行方便取样。共发放并回收问卷840份，剔除无效问卷40份，问卷有效率为95.24%。学生年龄在15岁至19岁之间(M = 16.35, SD = 0.613)，男生389人(48.6%)，女生411人(51.4%)，高一440人(55%)，高二360人(45%)。
4.2. 研究工具
1) 情绪智力
采用中国儿童青少年情绪智力测验(A-EIT)作为能力型情绪智力的测量工具(Wang et al., 2021)。该量表是首个以中国儿童青少年为研究对象，基于情绪智力的能力模型编制的情绪智力能力测验，由情绪知觉、情绪理解和情绪调节三个子量表组成，包含40个项目。三个维度的分数最终会转换成平均数为100，标准差为15的T分数。在本研究中，问卷的Cronbach’s α系数为0.781。
2) 学业成就
本研究将以该校2023~2024学年第二学期的期末考试成绩为基础，收集被试各科考试成绩数据，依据“基础知识 + 专业理论 + 专业技能”的学业成就分类(浙江省教育考试院官网，2025)，计算其平均分后，在本班范围内转化为标准分数(Z分数) (罗芝颖，2022)，作为调查学业成就的三个指标。学业成就总分以学生参与计算的所有科目总分除以科目数并标准化得到(陈亚卓，2021；董柔纯等，2019)。
4.3. 数据处理
采用Excel软件对数据进行录入，然后使用SPSS 25进行问卷数据分析，主要的统计方法包括独立样本t检验、单因素方差分析、相关分析、回归分析等。
5. 研究结果
采用Harman单因素检验法，得到本研究中共19个特征根的因子大于1，其中，第一个公因子的方差解释率为19.069%，低于临界值40%。故认为本研究中不存在严重的共同方法偏差。
5.1. 中职生情绪智力、学业成就的总体现状
中职生的情绪智力、学业成就总分及各维度进行描述性统计分析，具体情况见表1。学业成就及各维度分数差异较大，最低分是基础知识13.83分，最高是专业理论及专业技能，为99.5分，说明学生间学业成就差异较大。
Table 1. Descriptive statistical analysis of emotional intelligence and academic achievements among secondary vocational school students
表1. 中职生情绪智力、学业成就的描述性统计分析
变量 |
最小值 |
最大值 |
均值 |
标准偏差 |
情绪智力 |
情绪智力总分 |
41.75 |
131.39 |
100.00 |
15.00 |
情绪感知 |
37.19 |
143.31 |
100.00 |
15.00 |
情绪理解 |
44.51 |
122.38 |
100.00 |
15.00 |
情绪调节 |
43.73 |
121.86 |
100.00 |
15.00 |
学业成就 |
成绩总分 |
36.20 |
95.13 |
72.56 |
10.42 |
基础知识 |
13.83 |
94.33 |
62.53 |
15.50 |
专业理论 |
16.00 |
99.50 |
79.22 |
12.88 |
专业技能 |
28.81 |
99.50 |
78.53 |
11.27 |
5.2. 中职生情绪智力、学业成就的性别差异
对中职生情绪智力、学业成就在性别上进行差异检验。情绪智力及其子维度在性别上的变异情况分析结果见表2。独立样本t检验发现，中职生情绪智力总分、情绪理解得分、情绪调节得分在性别上存在显著差异。学业成就在性别上的差异非常显著，无论是基础知识、专业理论还是专业技能，女性得分均显著高于男性。
Table 2. Gender differences in emotional intelligence and academic achievements among secondary vocational school students
表2. 中职生情绪智力、学业成就的性别差异
变量 |
男(n = 389) |
女(n = 411) |
t |
p |
M |
SD |
M |
SD |
情绪智力 |
情绪智力总分 |
99.13 |
14.80 |
101.19 |
14.21 |
−2.010 |
0.045 |
情绪感知 |
100.08 |
14.59 |
100.07 |
15.27 |
0.009 |
0.993 |
情绪理解 |
99.09 |
15.04 |
101.18 |
14.25 |
−2.020 |
0.044 |
情绪调节 |
99.07 |
15.40 |
101.16 |
14.02 |
−2.010 |
0.045 |
学业成就 |
成绩总分 |
69.81 |
10.44 |
75.16 |
9.71 |
−6.182 |
<0.001 |
基础知识 |
57.82 |
15.67 |
67.00 |
13.95 |
−5.788 |
<0.001 |
专业理论 |
77.43 |
13.74 |
80.92 |
11.77 |
−4.691 |
<0.001 |
专业技能 |
77.34 |
11.73 |
79.65 |
10.70 |
−3.777 |
<0.001 |
5.3. 中职生情绪智力学业成就的年级差异
采用独立样本t检验比较中职生情绪智力和学业成就总分及各维度在年级上的差异，结果见表3。结果表明，情绪智力及其子维度在年级因素上不存在显著差异(ps > 0.05)。而学业成就并不存在年级差异(p > 0.05)。
Table 3. Grade differences in emotional intelligence and academic achievements among secondary vocational school students
表3. 中职生情绪智力、学业成就的年级差异
变量 |
高一(n = 440) |
高二(n = 360) |
t |
p |
M |
SD |
M |
SD |
情绪智力 |
情绪智力总分 |
100.00 |
14.57 |
100.41 |
14.50 |
−0.400 |
0.689 |
情绪感知 |
100.35 |
14.93 |
99.75 |
14.95 |
0.563 |
0.573 |
情绪理解 |
99.25 |
15.08 |
101.27 |
14.09 |
−1.938 |
0.053 |
情绪调节 |
100.41 |
14.27 |
99.83 |
15.29 |
0.554 |
0.580 |
学业成就 |
成绩总分 |
72.14 |
9.55 |
73.07 |
11.37 |
0.162 |
0.872 |
基础知识 |
60.58 |
14.01 |
64.93 |
16.85 |
0.148 |
0.883 |
专业理论 |
78.38 |
12.71 |
80.25 |
13.02 |
0.148 |
0.882 |
专业技能 |
79.17 |
10.64 |
77.74 |
11.95 |
0.088 |
0.930 |
5.4. 中职生情绪智力对学业成就的影响
本研究采用Pearson相关分析就中职生情绪智力对学业成就的影响问题进行分析，研究结果如表4所示。由表可知，情绪智力与学业成就及其各部分(除了专业理论)呈显著正相关。情绪感知与学业成就及基础知识，情绪理解与学业成就、基础知识、专业技能显著正相关。也就是说中职生情绪感知和理解能力越好，学业成就越高，课程得分越高。
Table 4. Correlation analysis of emotional intelligence and academic achievement
表4. 情绪智力与学业成就的相关分析
变量 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
1性别 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2年级 |
−0.085* |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
3情绪智力 |
0.071* |
0.014 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
4情绪感知 |
0.000 |
−0.02 |
0.542** |
1 |
|
|
|
|
|
|
5情绪理解 |
0.071* |
0.068 |
0.732** |
0.046 |
1 |
|
|
|
|
|
6情绪调节 |
0.071* |
−0.02 |
0.721** |
0.023 |
0.420** |
1 |
|
|
|
|
7学业成就 |
0.214** |
−0.006 |
0.094** |
0.074* |
0.092** |
0.021 |
1 |
|
|
|
8基础知识 |
0.201** |
−0.005 |
0.076* |
0.076* |
0.071* |
0.005 |
0.863** |
1 |
|
|
9专业理论 |
0.164** |
−0.005 |
0.069 |
0.064 |
0.031 |
0.041 |
0.789** |
0.544** |
1 |
|
10专业技能 |
0.133** |
−0.003 |
0.080* |
0.014 |
0.121** |
0.025 |
0.657** |
0.351** |
0.393** |
1 |
***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。下同。
考察情绪智力对学业成就的预测作用，首先以情绪智力总分为自变量，学业成就总分为因变量，控制性别的影响后，建立回归方程。结果发现中职生情绪智力总分对于学业成就的预测作用显著(∆R2 = 0.052, β = 0.079, t = 2.281, p < 0.05)。进一步，用情绪智力的总分预测学业成就的三个维度，控制性别的影响后，结果发现在基础知识维度上，情绪智力总分的预测作用不显著(∆R2 = 0.044, β = 0.062, t = 1.786, p > 0.05)；在专业理论维度上，情绪智力总分的预测作用不显著(∆R2 = 0.030, β = 0.057, t = 1.640, p > 0.05)；在专业技能维度上，情绪智力总分的预测作用显著(∆R2 = 0.023, β = 0.071, t = 2.016, p < 0.05)。以上结果说明，情绪智力对学业成就的总体预测作用显著，特别是对专业技能上的预测作用显著，但对基础知识、专业理论部分上的影响有限。
为了进一步考察情绪智力各维度对学业成就的影响，首先以情绪感知、情绪理解、情绪调节为自变量，学业成就总分为因变量，控制性别的影响，建立回归方程。结果见表5。结果发现情绪感知、情绪理解维度对于学业成就的总分有着显著的预测作用。
Table 5. Regression analysis of academic achievement by the sub-dimension of emotional intelligence
表5. 情绪智力子维度对学业成就的回归分析
进入方程变量 |
R |
R2 |
R2adj |
F |
β |
t |
第一层 |
性别 |
0.214 |
0.046 |
0.045 |
38.218 |
0.214 |
6.182*** |
第二层 |
情绪感知 |
0.240 |
0.057 |
0.053 |
12.114 |
0.071 |
2.046* |
情绪理解 |
0.087 |
2.302* |
情绪调节 |
−0.033 |
−0.857 |
进一步考察情绪智力各维度对学业成就的三个维度分别的影响。以基础知识得分为因变量，情绪感知、情绪理解、情绪调节为自变量，控制性别的影响，建立回归方程。结果见表6。结果发现情绪感知对基础知识有显著的预测作用。
Table 6. Regression analysis of basic knowledge by the sub-dimension of emotional intelligence
表6. 情绪智力子维度对基础知识得分的回归分析
进入方程变量 |
R |
R2 |
R2adj |
F |
β |
t |
第一层 |
性别 |
0.201 |
0.04 |
0.039 |
33.502 |
0.201 |
5.788*** |
第二层 |
情绪感知 |
0.224 |
0.05 |
0.045 |
10.51 |
0.074 |
2.131* |
情绪理解 |
0.07 |
1.835 |
情绪调节 |
−0.041 |
−1.066 |
以专业理论得分为因变量，情绪感知、情绪理解、情绪调节为自变量，控制性别的影响，建立回归方程。结果见表7。结果发现情绪智力子维度对专业理论的预测作用不显著。
Table 7. Regression analysis of professional theoretical scores by the sub-dimension of emotional intelligence
表7. 情绪智力子维度对专业理论得分的回归分析
进入方程变量 |
R |
R2 |
R2adj |
F |
β |
t |
第一层 |
性别 |
0.164 |
0.027 |
0.026 |
22.01 |
0.164 |
4.691*** |
第二层 |
情绪感知 |
0.178 |
0.032 |
0.027 |
6.534 |
0.064 |
1.822 |
情绪理解 |
0.005 |
0.134 |
情绪调节 |
0.026 |
0.683 |
以专业技能得分为因变量，情绪感知、情绪理解、情绪调节为自变量，控制性别的影响，建立回归方程。结果见表8。结果发现情绪理解对专业技能有显著的预测作用。
Table 8. Regression analysis of professional skill scores by the sub-dimension of emotional intelligence
表8. 情绪智力子维度对专业技能得分的回归分析
进入方程变量 |
R |
R2 |
R2adj |
F |
β |
t |
第一层 |
性别 |
0.133 |
0.018 |
0.016 |
14.266 |
0.133 |
3.777*** |
第二层 |
情绪感知 |
0.177 |
0.031 |
0.026 |
6.432 |
0.009 |
0.269 |
情绪理解 |
0.128 |
3.311** |
情绪调节 |
−0.038 |
−0.992 |
6. 讨论
相关分析与回归分析的结果表明，情绪智力的各个维度在预测学业成就具有重要作用，其中情绪感知和情绪理解对学业成就的预测作用尤为突出。
6.1. 情绪智力在性别、年级上的差异分析
研究结果表明，中职生情绪智力总分、情绪理解得分、情绪调节得分在性别上存在显著差异，情绪感知得分上不存在显著性别差异。所以总体而言，女性情绪智力发展水平整体高于男性。这与Năstasă et al. (2021)、Megías-Robles et al. (2024)、Wang et al. (2021)、张冲(2020)的研究结果一致。这可能是因为女性的神经系统兴奋性更强，对任何刺激反应都比较敏感(张冲，2020)，因此女性会产生更多复杂的情绪反应，从而强化了女性对情绪的感知、促进、理解和管理过程。此外，结果显示情绪智力及其子维度在年级因素上不存在显著差异(p > 0.05)。这与张冲(2020)、Wang et al. (2021)研究结果不一致，但存在相似之处。在Wang et al. (2021)和张冲(2020)的研究中，年级变量跨度较大，涵盖多个年级，因此可以观察到情绪智力在年级间的变化趋势。而在本研究中，年级变量仅涵盖高一和高二两个阶段，类别相对单一且跨度较窄，难以全面、准确地捕捉到情绪智力及其各维度在不同学习阶段的动态变化趋势。
6.2. 学业成就在性别上的差异分析
结果显示，不同性别中职生在学业成就及各维度上均有显著差异。女生的学业成就好于男生(杨志明等，2021)。杨志明等(2021)在对近些年中高考男女生考试成绩进行比较时发现，女生成绩普遍高于男生，且优势比较明显，但在高阶思维能力测试方面，男生表现普遍比女生好。中职生学习、考试内容以记忆、操作为主，并不涉及高阶思维能力，因而男生考试结果并不占优势。而女生较男生生理上普遍更成熟，学习的自觉性和自制力更强，其耐心、刻苦、服从权威上更好，更有利于基础知识和专业理论的记忆与理解。专业技能的练习培养实践过程中，女生相对花费时间更久，而男生对大量练习往往缺乏足够兴趣和耐心。
6.3. 中职生情绪智力对学业成就的影响
结果显示，情绪智力与学业成就及其各部分(除了专业理论)呈显著正相关。情绪感知与学业成就及基础知识，情绪理解与学业成就、基础知识、专业技能显著正相关。经回归分析发现，情绪感知、情绪理解是学业成就的显著预测变量，情绪感知是基础知识的预测变量，情绪理解是专业技能的预测变量。符合研究假设。
情绪智力已被证实能够正向预测学业成就(Costa & Faria, 2015)，如情绪智力与数学学业成就显著正相关 (Ugwuanyi et al., 2020)。基于绩效的情绪智力测验比自我报告量表的预测能力更高，因为需要认知技能来推理测验中的某一项任务，可能唤起了中职生解决学校学习任务所使用的类似的认知能力，绩效测试所要求的认知技能的一致性表明了该测试对学业成就的预测能力更强(Costa & Faria, 2015)。情绪智力对学业成就的预测作用可能通过多种机制实现。首先，情绪感知能力强的学生能够更好地理解教师和同学的情绪反馈，从而调整自己的学习策略，提高学习效率。其次，情绪理解能力有助于学生在面对复杂的学习任务时保持积极的心态，更好地应对学习中的压力和挫折。此外，情绪智力还可能通过影响学生的自我效能感和成就动机，间接提升学业成就。
MacCann et al. (2020)研究发现，情绪理解、情绪管理是学业成就的显著预测变量；Marjanović et al. (2021)在对青少年群体的研究中发现，情绪理解和情绪管理作为战略EI整体可以预测学业成就，但只有情绪理解是学业成就显著预测因子，而情绪管理对学业成就的影响并不显著。情绪理解可以预测学业成就，可能是因为其与理解人类动机、情感、互动等需要的人文学科所需的学术能力、学业内容重叠(MacCann et al., 2020)，比如阅读古诗词、理解量表题目同样需要情绪理解的参与。因此情绪理解是掌握课程中需要理解人类情感和情感驱动互动行为的方面的资源(Marjanović et al., 2021)。所以包含人文学科的基础知识部分(语文、英语)应当与情绪感知关系更强。情绪感知作为情绪智力的基础，在感知基础上发展出更为成熟的理解能力。准确的情绪感知需要自下而上的感知过程的发展，包括监测、改变和调节影响情绪过程的刻板印象、偏见或非理性信念(Mestre & Guil, 2012)。而学业成就与智力因素关系更强，中职生不擅长进行基础知识学习，与之相关的情绪理解能力自然发展不如情绪感知能力。在专业技能的学习过程中，同样需要情绪理解能力的参与。理解情绪可以帮助个体更好地理解他人的需求和反馈，从而更有效地调整自己的学习策略。情绪管理不同于情绪词汇和情绪理解能够直接投入掌握知识点的学习中去，首先需要将有关调节的方法知识应用实践，再通过诸如建立良好的社会关系等途径，最终反映在学习的提高中。对青少年而言，此类学习方法的掌握或将情绪管理知识转化为学习背景下的情绪控制，极具挑战。因为相对于其他年龄段而言，该阶段的群体更倾向于冲动行事，而非三思而后行(Silk et al., 2003)。因此，情绪管理相对于其他维度，一方面是情绪智力能力模型发展的最高阶段，另一方面也是影响青少年情绪的最远端，自然对青少年成绩产生并不稳定且不显著的影响。
7. 结语
本研究以某学校高一和高二中职生为研究对象，通过问卷调查和一些统计方法探究了能力型情绪智力对学业成就的影响。结果显示，1) 中职生的情绪智力、学业成就存在性别差异。2) 情绪智力对学业成就有显著预测作用，其中情绪感知是基础知识的显著预测因子，情绪理解是专业技能的显著预测因子。本研究对中职生培养具有一定启发：1) 中职生教育要注重情绪智力的培养，这不仅关系到个体情绪能力的发展，还能有效提升中职生在学业上的表现，特别是专业技能的水平。2) 中职院校可以结合情绪智力相关内容，在课程层面融入情绪智力培养，同时应当注重教师的情绪智力培训，优化教学方法，营造良好课堂氛围，促进学生的情绪感知与理解。3) 关注学生个体差异，情绪智力是一个经过学习可以提高的能力范畴，因此在学习生活中要鼓励学生发展进步。