本節將所得資料以逐步迴歸來考驗各變項的預測力，並驗證：
假設五：高中體育教師知覺組織衝突與情緒智慧能有效的預測出教學效能。
一、高中體育教師知覺組織衝突對教學效能之預測
從以下的逐步迴歸分析摘要表中得知，在組織衝突對於教學效能的各層面因 素，有顯著的解釋力(△R2=.04、.03、.03、.03)。
表4-36組織衝突對教學準備之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 教學準備 體育組織間 .20 .04 .04 10.1 -.09 -.20 (一)由表4-36在預測組織衝突對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項 只有體育組織間，其多元相關係數為.20能預測教學效能整體變層面為4％，解釋 力(△R2=.04)所影響β值為-.20。
(二)從標準化係數來看體育組織間的β係數為負向。表示出組織衝突對教學準備 的影響為負向，即是高中體育教師知覺體育組織間衝突越高對教學準備影響會越 低。
表4-37組織衝突對教學策略之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 教學策略 體育組織間 .17 .03 .03 7.14 -.05 -.17 (一)由表4-37在預測組織衝突對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項 只有體育組織間，其多元相關係數為.17能預測教學效整體整體變層面為3％，解 釋力(△R2=.03)所影響β值為-.17。
(二)從標準化係數來看體育組織間的β係數為負向。表示出組織衝突對教學效能 的影響為負向，即是高中體育教師知覺體育組織間衝突越高對教學策略影響會越 低。
表4-38組織衝突對教學評量之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 教學評量 校外組織間 .16 .03 .03 6.38 -.09 -.16 (一)由表4-38在預測組織衝突對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項 只有校外組織間，其多元相關係數為.16能預測教學效整體整體變層面為3％，解 釋力(△R2=.03)所影響β值為-.16。
(二)從標準化係數來看校外組織間的β係數為負向。表示出組織衝突對教學評量 的影響為負向，即是高中體育教師知覺校外組織間衝突越高對教學評量影響會越 低。
表4-39組織衝突對班級經營之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 班級經營 家長團體間 .18 .03 .03 7.42 -.09 -.18 (一)由表4-39在預測組織衝突對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項 只有家長團體間，其多元相關係數為.18能預測教學效整體整體變層面為3％，解 釋力(△R2=.03)所影響β值為-.18。
(二)從標準化係數來看班級經營的β係數為負向。表示出組織衝突對班級經營的 影響為負向，即是高中體育教師知覺家長團體間衝突越高對班級經營的影響會越 低。
二、高中體育教師情緒智慧對教學效能之預測
從以下的逐步迴歸分析摘要表中得知，在情緒智慧對於教學效能的各層面因 素，有顯著的淨解釋力(△R2=.53、.54、.47、.50、.43、.47、.46、.50、51)。
表4-40情緒智慧對教學準備之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 情緒覺察 教學準備 .53 .28 .28 86.9 .39 .41 情緒反應 .54 .30 .02 47.8 .16 .18 (一)由表4-40在情緒智慧對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項共有 兩個，依序為「情緒覺察」、「情緒反應」，其多元相關係數為.54，聯合預測教學 效能整體整體變層面為30％，其中「情緒覺察」28％的解釋力及「情緒反應」2
％，解釋力(△R2=.30)所影響β值為.41、.18。
(二)從標準化係數來看情緒覺察與情緒反應的β係數為正向。表示出情緒覺察與 情緒反應對教學準備的影響為正向，即是高中體育教師對情緒覺察與情緒反應越 低對教學準備的影響力會越高。
表4-41情緒智慧對教學策略之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 情緒覺察 教學策略 .47 .22 .22 64.7 .23 .35 情緒反應 .50 .25 .03 37.2 .12 .20 (一)由表4-41在情緒智慧對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項共有 兩個，依序為「情緒覺察」、「情緒反應」，其多元相關係數為.50，聯合預測教學 效能整體整體變層面為25％，其中「情緒覺察」22％的解釋力及「情緒反應」3
％，解釋力(△R2=.25)所影響β值為.35、.20。
(二)從標準化係數來看情緒覺察與情緒反應的β係數為正向。表示出情緒覺察與 情緒反應對教學策略的影響為正向，即是高中體育教師對情緒覺察與情緒反應越 低對教學策略的影響會越高。
表4-42情緒智慧對教學評量之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 情緒覺察 教學評量 .43 .18 .18 51.5 .19 .50 情緒反應 .47 .21 .03 31.0 .14 .22 (一)由表4-42在情緒智慧對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項共有 兩個，依序為「情緒覺察」、「情緒反應」，其多元相關係數為.47，聯合預測教學 評量整體變層面為21％，其中「情緒覺察」18％的解釋力及「情緒反應」3％，
解釋力(△R2=.21)所影響β值為.50、.22。
(二)從標準化係數來看情緒覺察與情緒反應的β係數為正向。表示出情緒覺察與 情緒反應對教學評量的影響是正向的，換言之高中體育教師在對情緒覺察與情緒 反應越低對教學評量的影響會越高。
表4-43情緒智慧對班級經營之分析摘要表
依變項 自變項 R R2 R2增加量 F值 原始β 標準化β 情緒覺察 班級經營 .46 .21 .21 61.9 .18 .04 情緒調適 .50 .25 .04 37.9 .78 .03 情緒反應 .51 .26 .01 27 .93 .04 (一)由表4-43在情緒智慧對教學效能的預測力，當中進入迴歸方程式的變項共有 三個，依序為「情緒覺察」、「情緒調適」、「情緒反應」，其多元相關係數為.51，
三個變項能聯合預測班級經營整體變層面為26％，其中「情緒覺察」21％的解釋 力「情緒調適」4％及「情緒反應」1％，解釋力(△R2=.01)所影響β值為.04、.03、.04。
(二)從標準化係數來看情緒覺察、情緒反應與情緒調適的β係數為正向。表示出 情緒覺察、情緒反應與情緒調適對班級經營的影響是正向的，可瞭解到高中體育 教師對情緒覺察、情緒反應與情緒調適越低對班級經營影響會越高。