從分析的回歸結果我們可以看到在董事長和總經理同時變更的情況下，減少政府對企業的幹預指數和公司經營業績的交互項Adjroe×Factor指標與高管變更負相關，在0.1顯著水平下顯著，這支持了第四章中的假設3。同時從市場化指標HHI來看，市場化指標HHI仍與高管變更負相關，且在0.1顯著水平顯著。我們還可以看到：①高管是否從公司領取薪水與高管變更負相關，但不顯著，這與在總經理變更的情況下高管的年齡與高管變更正相關，但不顯著不同，而與董事長變更的情況相同。②公司規模與高管變更負相關，在0.1顯著水平下顯著，這與董事長變更或者總經理變更情況相同。③第一大股東持股比例與高管變更正相關，但是不顯著，這與董事長變更的情況下第一大股東持股比例與高管變更負相關，但是不顯著不同。
我國的上市公司大都是由國有企業改製而來，為了進一步完善證券市場逐漸增加了非國有的上市公司的比重。但是我國正處於由計劃經濟向市場經濟轉化，進而實現全麵的市場化的轉軌時期，政府為了推動經濟發展和促進社會和諧，從而對於不同屬性的企業的幹預程度也有所不同。所以本文對於高管變更與政府對企業的幹預之間關係的研究又引入對上市公司第一大股東屬性即國有股和非國有股的兩大分類來進行比較分析，運用stata軟件對於麵板數據進行logit回歸。對於麵板數據進行回歸分析時，先要進行hausman檢驗以判斷此模型是采用固定效用模型，還是隨機效應模型。運用stata軟件進行hausman檢驗得出在第一大股東為國有股和非國有的情況下的卡方值分別為0.1169、0.2786且均大於零，則接受原假設，本模型采用隨機效應模型進行分析。
從表分析結果可以看出，在第一大股東為國有股的情況下，減少政府對企業的幹預指數和公司經營業績的交互項Adjroe×Inter指標與高管變更負相關，但是不顯著，而在第一大股東為非國有股的情況下，減少政府對企業的幹預指數和公司經營業績的交互項Adjroe×Inter指標與高管變更負相關，在0.01顯著水平下顯著，這樣就支持假設3。不管第一大股東為國有股，還是第一大股東為非國有股，模型的市場競爭度指標HHI與高管變更的係數均為負，在0.1顯著水平下顯著。我們還可以看到第一大股東為國有股或非國有股這兩種情況下的不同之處在於：①高管是否從公司領取薪水與高管變更負相關，但是隻有在第一大股東為國有股的情況下在0.01顯著水平下顯著，但是在第一大股東為非國有股的情況下不顯著。②公司規模與高管變更負相關，但是隻有在第一大股東為非國有股的情況下在0.1顯著水平下顯著，但是在第一大股東為國有股的情況下不顯著。③在第一大股東為國有股的情況下前十大股東都與高管變更存在負相關，在0.1顯著水平下顯著，這與第一大股東為非國有股的情況不同。在第一大股東為非國有股的情況下前十大股東都與高管變更存在正相關，但不顯著。④獨立董事比例在第一大股東為國有股的情況下與高管變更正相關，在0.05顯著水平下顯著，而獨立董事比例與高管變更在第一大股東為非國有股的情況下負相關，但不顯著。⑤在第一大股東為國有股的情況下第一大股東持股比例與高管變更正相關，在0.1顯著水平下顯著，而在第一大股東為非國有股的情況下第一大股東持股比例與高管變更負相關，但不顯著。
（4）商品市場的地方保護與高管變更
地方政府了為了扶持和保護當地企業的發展，在外來企業進入本地市場時對其設置障礙，這在一定程度上降低了資源配置的效率。如果能夠減少地區的貿易保護壁壘就可以加速市場化的進程。所以本文選取《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》所披露的減少商品市場的地方保護指數作為製度環境變遷的第四替代變量。該指標也是一個相對數值，其取值範圍在0-10之間，減少商品市場的地方保護指數越小說明當地政府對於商品市場的保護力度越大。
為了驗證假設4，本文建立模型分析減少商品市場的地方保護指數與高管變更之間的關。
根據所建的模型，運用stata軟件對於麵板數據進行logit回歸。對於麵板數據進行回歸分析時，先要進行hausman檢驗以判斷此模型是采用固定效用模型，還是隨機效應模型。運用stata軟件進行hausman檢驗得出的卡方值為0.0061且大於零，則接受原假設，本模型采用隨機效應模型進行分析。