从中我们可以看到两个的实证分析结果相同，市场竞争度指标HHI与高管变更的系数为负，其统计结果均在0.01显著水平下显著，这说明市场竞争度与高管变更之间的关系是显著负相关，即市场竞争能力越强的企业，高管变更的可能性就越小，反之市场竞争能力越弱的企业，其高管变更的可能性越大，假设1得到了验证。
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进行检验以发现其实证结果是否存在差异，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0.0076、0.0076、0.0408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。
从中可以看到在董事长变更情况下市场竞争度指标HHI与高管变更的系数为负，在0.01显著水平下显著，而在总经理变更与董事长和总经理同时变更情况下市场竞争度指标HHI与高管变更的系数也为负，均在在0.1显著水平下显著。假设1得到了验证。
本文对于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检验市场竞争与高管变更的关系。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0.171、0.378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。
从中可以看到在第一大股东为国有股和非国有股的市场竞争度指标HHI与高管变更均为负相关，在0.1显著水平下显著，这与模型5.1的结论相同，假设1得到验证。
二、制度环境变迁对高管变更的影响检验
（1）市场化程度与高管变更的关系分析检验
本文运用Roe指标重新构建检验模型来验证市场化程度与高管变更的关系，进而验证假设2。
根据所建模型，运用stata软件进行logit回归，得出回归结果。
从中可以看出在模型中市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这与假设2的预期一致，假设1得到验证。
从中可以看出在模型中在董事长变更情况下市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，在0.1显著水平下显著；在总经理变更情况下市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，在0.05显著水平下显著，而在董事长和总经理同时变更情况下市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，但是不显著。这些检验结果与之前分析的结果一样。但是在在董事长变更和总经理变更情况下与假设2的预期一致，而在董事长和总经理同时变更的情况下却是不显著，这说明实证结论是稳健的。
从中可以看到检验模型中在第一大股东为国有股情况下市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，但是不显著，而在第一大股东为国有股情况下市场化指数和公司经营业绩的交互项Roe×Market指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，与前面分析的回归结果一样，这说明实证结论是稳健的。
（2）要素市场发育程度与高管变更检验
本文运用Roe指标重新构建检验模型来验证模型市场化程度与高管变更的关系，进而验证假设2。
根据所建模型，运用stata软件进行logit回归，得出回归结果。
从回归结果我们可以看到在检验模型中要素市场发育指数和公司经营业绩的交互项Roe×Factor指标与高管变更均为负数，在0.05显著水平下显著，这支持了第四章中的假设2，说明要素市场好的地区，高管变更的可能性加大，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。这与之前分析的回归结果一样，这说明实证结论是稳健的。
从回归结果我们可以看到在检验模型中在董事长变更的情况下，要素市场发育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，从回归结果我们还可以看到在总经理变更与董事长和总经理同时变更的情况下，要素市场发育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0.05显著水平下显著，与前面分析的回归结果一样，这说明实证结论是稳健的。
从回归结果我们可以看到在检验模型中在第一大股东为国有股的情况下，要素市场发育指数和公司经营业绩的交互项Roe×Factor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，要素市场发育指数和公司经营业绩的交互项Roe×Factor指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，与前面分析的回归结果一样，这说明实证结论是稳健的。
（3）减少政府对于企业的干预与高管变更检验
本文运用Roe指标重新构建检验模型来验证减少政府对于企业的干预与高管变更的关系，进而验证假设3。
根据上边所列是的模型，运用stata软件进行logit回归，得出回归结果。
从回归结果我们可以看到在检验模型中减少政府对企业的干预指数和公司经营业绩的交互项Roe×Inter指标与高管变更为负数，在0.01显著水平下显著，这与前面分析的回归结果完全相符，这说明实证结论是稳健的。
从回归结果我们可以看到在检验模型中在董事长变更、总经理变更、这两种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Roe×Inter指标与高管变更为负数，在0.05显著水平下显著，而在董事长和总经理同时变更情况下政府对企业的干预指数和公司经营业绩的交互项Roe×Inter指标与高管变更为负数，在0.1显著水平下显著，这与前面分析的回归结果完全相符，支持假设3，这说明实证结论是稳健的。
从中可以看出，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Roe×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Roe×Inter指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这样就验证了模型的实证回归结果，这说明实证结论是稳健的。
（4）减少商品市场的地方保护与高管变更检验
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系。
根据所建的模型，运用stata软件进行logit回归，得出回归结果。
从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Roe×Protect指标与高管变更为负数，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越大，高管变更与公司绩效之间的负相关性就越强，这说明实证结论是稳健的。
