從中我們可以看到兩個的實證分析結果相同，市場競爭度指標HHI與高管變更的係數為負，其統計結果均在0.01顯著水平下顯著，這說明市場競爭度與高管變更之間的關係是顯著負相關，即市場競爭能力越強的企業，高管變更的可能性就越小，反之市場競爭能力越弱的企業，其高管變更的可能性越大，假設1得到了驗證。
本文對於董事長、總經理、董事長和總經理同時變更這三種分類情況進行檢驗以發現其實證結果是否存在差異，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檢驗分別得出在董事長、總經理、董事長和總經理同時變更這三種分類情況下的卡方值分別為0.0076、0.0076、0.0408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。
從中可以看到在董事長變更情況下市場競爭度指標HHI與高管變更的係數為負，在0.01顯著水平下顯著，而在總經理變更與董事長和總經理同時變更情況下市場競爭度指標HHI與高管變更的係數也為負，均在在0.1顯著水平下顯著。假設1得到了驗證。
本文對於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檢驗市場競爭與高管變更的關係。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0.171、0.378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。
從中可以看到在第一大股東為國有股和非國有股的市場競爭度指標HHI與高管變更均為負相關，在0.1顯著水平下顯著，這與模型5.1的結論相同，假設1得到驗證。
二、製度環境變遷對高管變更的影響檢驗
（1）市場化程度與高管變更的關係分析檢驗
本文運用Roe指標重新構建檢驗模型來驗證市場化程度與高管變更的關係，進而驗證假設2。
根據所建模型，運用stata軟件進行logit回歸，得出回歸結果。
從中可以看出在模型中市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，在0.01顯著水平下顯著，這與假設2的預期一致，假設1得到驗證。
從中可以看出在模型中在董事長變更情況下市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，在0.1顯著水平下顯著；在總經理變更情況下市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，在0.05顯著水平下顯著，而在董事長和總經理同時變更情況下市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，但是不顯著。這些檢驗結果與之前分析的結果一樣。但是在在董事長變更和總經理變更情況下與假設2的預期一致，而在董事長和總經理同時變更的情況下卻是不顯著，這說明實證結論是穩健的。
從中可以看到檢驗模型中在第一大股東為國有股情況下市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，但是不顯著，而在第一大股東為國有股情況下市場化指數和公司經營業績的交互項Roe×Market指標與高管變更負相關，在0.01顯著水平下顯著，與前麵分析的回歸結果一樣，這說明實證結論是穩健的。
（2）要素市場發育程度與高管變更檢驗
本文運用Roe指標重新構建檢驗模型來驗證模型市場化程度與高管變更的關係，進而驗證假設2。