从分析的回归结果我们可以看到在董事长和总经理同时变更的情况下，减少政府对企业的干预指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Factor指标与高管变更负相关，在0.1显著水平下显著，这支持了第四章中的假设3。同时从市场化指标HHI来看，市场化指标HHI仍与高管变更负相关，且在0.1显著水平显著。我们还可以看到：①高管是否从公司领取薪水与高管变更负相关，但不显著，这与在总经理变更的情况下高管的年龄与高管变更正相关，但不显著不同，而与董事长变更的情况相同。②公司规模与高管变更负相关，在0.1显著水平下显著，这与董事长变更或者总经理变更情况相同。③第一大股东持股比例与高管变更正相关，但是不显著，这与董事长变更的情况下第一大股东持股比例与高管变更负相关，但是不显著不同。
我国的上市公司大都是由国有企业改制而来，为了进一步完善证券市场逐渐增加了非国有的上市公司的比重。但是我国正处于由计划经济向市场经济转化，进而实现全面的市场化的转轨时期，政府为了推动经济发展和促进社会和谐，从而对于不同属性的企业的干预程度也有所不同。所以本文对于高管变更与政府对企业的干预之间关系的研究又引入对上市公司第一大股东属性即国有股和非国有股的两大分类来进行比较分析，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验得出在第一大股东为国有股和非国有的情况下的卡方值分别为0.1169、0.2786且均大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
从表分析结果可以看出，在第一大股东为国有股的情况下，减少政府对企业的干预指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Inter指标与高管变更负相关，但是不显著，而在第一大股东为非国有股的情况下，减少政府对企业的干预指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Inter指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这样就支持假设3。不管第一大股东为国有股，还是第一大股东为非国有股，模型的市场竞争度指标HHI与高管变更的系数均为负，在0.1显著水平下显著。我们还可以看到第一大股东为国有股或非国有股这两种情况下的不同之处在于：①高管是否从公司领取薪水与高管变更负相关，但是只有在第一大股东为国有股的情况下在0.01显著水平下显著，但是在第一大股东为非国有股的情况下不显著。②公司规模与高管变更负相关，但是只有在第一大股东为非国有股的情况下在0.1显著水平下显著，但是在第一大股东为国有股的情况下不显著。③在第一大股东为国有股的情况下前十大股东都与高管变更存在负相关，在0.1显著水平下显著，这与第一大股东为非国有股的情况不同。在第一大股东为非国有股的情况下前十大股东都与高管变更存在正相关，但不显著。④独立董事比例在第一大股东为国有股的情况下与高管变更正相关，在0.05显著水平下显著，而独立董事比例与高管变更在第一大股东为非国有股的情况下负相关，但不显著。⑤在第一大股东为国有股的情况下第一大股东持股比例与高管变更正相关，在0.1显著水平下显著，而在第一大股东为非国有股的情况下第一大股东持股比例与高管变更负相关，但不显著。
（4）商品市场的地方保护与高管变更
地方政府了为了扶持和保护当地企业的发展，在外来企业进入本地市场时对其设置障碍，这在一定程度上降低了资源配置的效率。如果能够减少地区的贸易保护壁垒就可以加速市场化的进程。所以本文选取《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》所披露的减少商品市场的地方保护指数作为制度环境变迁的第四替代变量。该指标也是一个相对数值，其取值范围在0-10之间，减少商品市场的地方保护指数越小说明当地政府对于商品市场的保护力度越大。
为了验证假设4，本文建立模型分析减少商品市场的地方保护指数与高管变更之间的关。
根据所建的模型，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验得出的卡方值为0.0061且大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
从分析的回归结果我们可以看到在模型中减少商品市场上的地方保护指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Protect指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这支持了第四章中的假设4，减少当地政府对于商品市场的保护力度越小，高管变更的可能性就加大，人才的流动更加频繁，高管变更与公司绩效之间的负相关性就越强。
本文此处虽然研究的是减少商品市场上的地方保护指数与高管变更的关系，为了防止研究对于高管的变更的研究为了出现偏差，所以本文对于董事长、总经理、董事长和总经理同时变更这三种分类情况分别对高管变更的情况进行对比分析，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验分别得出在董事长、总经理、董事长和总经理同时变更这三种分类情况下的卡方值分别为0.0061、0.0061、0.0196且均大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
从分析的回归结果我们可以看到在董事长变更的情况下，减少商品市场上的地方保护指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Protect指标与高管变更负相关，在0.05显著水平下显著，这支持了第四章中的假设4。同时从市场化指标HHI来看，市场化指标HHI仍与高管变更负相关，且在0.01显著水平显著或在0.1显著水平显著。我们还可以看到：高管的年龄、高管是否从公司领取薪水都与高管变更负相关，均在0.01显著水平下显著。
从分析的回归结果我们可以看到在总经理变更的情况下，减少商品市场上的地方保护指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Protect指标与高管变更负相关，在0.05显著水平下显著，这支持了第四章中的假设4。同时从市场化指标HHI来看，市场化指标HHI仍与高管变更负相关，且在0.1显著水平显著。我们还可以看到：①高管是否从公司领取薪水都与高管变更负相关，但不显著，而在董事长变更情况下却是在0.01显著水平下显著。②公司规模与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著。而在董事长变更情况下不显著。③独立董事与高管变更正相关，在0.01显著水平下显著，这与在董事长变更情况下独立董事与高管变更负相关，但是不显著。④第一大股东持股比例与高管变更正相关，在0.1显著水平下显著，这与在董事长变更情况下不同。在董事长变更情况下第一大股东持股比例与高管变更负相关，但是不显著。
从分析的回归结果我们可以看到在董事长和总经理同时变更的情况下，减少商品市场上的地方保护指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Protect指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这支持了第四章中的假设4。同时从市场化指标HHI来看，市场化指标HHI仍与高管变更负相关，且在0.1显著水平显著。我们还可以看到：①公司规模与高管变更负相关，在0.1显著水平显著，而在董事长变更的情况下公司规模与高管变更负相关，但不显著。②高管是否从公司领取薪水与高管变更负相关，但是不显著，而在董事长变更的情况下显著。
随着全球经济一体化的加剧，我国政府也正在积极推动市场经济的发展，市场化的进程不可避免。但是由于各地存在贸易保护措施导致上市公司的发展不平衡，政府为了推动经济发展和促进社会和谐，从而对于不同属性的企业的干预程度也有所不同。特别是国有企业和非国有企业之间存在的较大差别。所以本文对于高管变更与商品市场上的地方保护之间关系的研究又引入对上市公司第一大股东属性即国有股和非国有股的两大分类来进行比较分析，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验得出在第一大股东为国有股和非国有的情况下的卡方值分别为0.2249、0.2136且均大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
从分析结果可以看出，在第一大股东为国有股的情况下，减少商品市场上的地方保护指数和公司经营业绩的交互项Adjroe×Protect指标与高管变更负相关，但是不显著，而在第一大股东为非国有股的情况下，在0.01显著水平下显著，这样就支持假设3。不管第一大股东为国有股，还是第一大股东为非国有股，模型的市场竞争度指标HHI与高管变更的系数均为负，在0.1显著水平下显著。我们还可以看到第一大股东为国有股或非国有股这两种情况下的不同之处在于：①高管是否从公司领取薪水与高管变更负相关，但是只有在第一大股东为国有股的情况下在0.01显著水平下显著，但是在第一大股东为非国有股的情况下不显著。②公司规模与高管变更负相关，但是只有在第一大股东为非国有股的情况下在0.1显著水平下显著，但是在第一大股东为国有股的情况下不显著。③在第一大股东为国有股的情况下前十大股东都与高管变更存在负相关，在0.1显著水平下显著，这与第一大股东为非国有股的情况不同。在第一大股东为非国有股的情况下前十大股东都与高管变更存在正相关，但不显著。④独立董事比例在第一大股东为国有股的情况下与高管变更正相关，在0.05显著水平下显著，而独立董事比例与高管变更在第一大股东为非国有股的情况下负相关，但不显著。⑤在第一大股东为国有股的情况下第一大股东持股比例与高管变更正相关，但不显著，而在第一大股东为非国有股的情况下第一大股东持股比例与高管变更负相关，但不显著。
第二节实证结果检验
本文为了保证研究的结果的稳健性，用净资产收益率Roe指标来分别代替前边研究样本中的公司业绩指标Adjroe，分别对于所要研究的样本重新进行logit回归分析。本文在进行logit回归之前，先对公司业绩用Roe来进行替代时的样本进行描述性统计分析。
从描述性统计分析的结果可以看出上市公司的股权制衡度CN的均值与中位数相差太大，具有向左的偏态。因此，本文为了消除异常值的影响，从而保证下文实证结果的可靠性，与前文一样对于股权制衡度CN这个变量进行winsorize处理。
本文运用SPSS17.0统计软件对于将要涉及到主要变量的Pearson相关系数矩阵列示出来，以便能够发现logit回归模型中各变量是否存在严重的多重共线性问题，从而影响回归的结果。
从中我们可以看出，各变量之间的相关系数都比较低，只是公司规模变量Size和市场竞争度HHI变量之间的相关系数达到0.691，第一大股东持股比例与股权制衡度之间的相关系数达到0.594，商品市场的地方保护指数Inter和要素市场发育指数Factor之间相关系数达到0.623，由于商品市场的地方保护指数和市场要素发育指数只是从不同方面衡量制度环境变迁的变量，不会出现在一个方程里，所以对于下文要开展的实证分析没有影响。总而言之，各变量之间的相关系数没有超过0.8，多重共线性存在的可能性比较小。
本文为了稳妥起见，又采用方差扩大因子对各变量之间的关系进行检验，检查各变量之间是否存在多重共线性。
从中可以看出，经过检验各变量之间的方差扩大因子均没有大于10，这说明各变量不存在严重的多重共线性。
一、高管变更与市场竞争度的关系分析检验
本文运用Roe指标重新构建检验模型来验证高管变更与市场竞争度的关系分析上述实证结果。
根据所建模型，本文首先针对全样本的高管变更即董事长和总经理变更的情况下市场竞争度与高管变更的关系进行检验，运用stata软件对于面板数据进行logit回归。对于面板数据进行回归分析时，先要进行hausman检验以判断此模型是采用固定效用模型，还是随机效应模型。运用stata软件进行hausman检验得出的卡方值为0.0076且大于零，则接受原假设，本模型采用随机效应模型进行分析。
