本文此处虽然研究的是市场竞争度与高管变更的关系，但是国内学者对于高管的界定有所不同，因此本文在前边已经界定高管的范围即董事长或总经理。由于在我国董事长和总经理的职能、权利等方面存在一定的差异。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0.0003、0.0003、0.0037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，模型的市场竞争度指标HHI与高管变更的系数为负，其统计结果在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。这样就支持了假设1。我们从中还可以看到：①资产负债率与高管变更是正相关，可是并不显著。资产负债率越高，公司就越容易陷入财务困境，高管变更的可能性就越大。这与以往的学者研究结论基本吻合。②高管的年龄与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这说明高管年龄越大，越不容易发生变更，这与前面第五章的描述性统计分析结果基本相符。③高管是否从公司领取薪水与高管变更显著的负相关，在0.01显著水平下显著，即领取薪水的高管越不容易被更换掉。④公司的业绩与高管变更显著的负相关，并且是在0.05显著水平下显著，这说明公司的业绩越差，高管变更的可能性越大，与国内学者研究结论基本相符，这支持了假设1。⑤股权制衡度与高管变更负相关，但是不显著。而前十大股东与高管变更存在负相关关系，但是也不显著。这说明其他股东越是能够制衡第一大股东，高管发生变更的可能性就减少，但是前十大股东如果存在关联就会导致高管变更的发生的可能性就会大大减少，其他股东制衡第一大股东的效果就会大打折扣。⑥独立董事比例在模型5.1中与高管变更正相关，但是不显著。这说明独立董事在董事会中发挥的效用不大，与现实的情况基本相符。⑦公司的规模与高管变更负相关，但是不显著。这说明在董事长变更情况下资产规模的大小对高管变更的影响不大。⑧第一大股东持股比例与高管变更正相关，但是不显著。这说明第一大股东对高管变更是有影响，但是不显著。因为以往的研究中发现，控股股东持股比例越大，越不利于公司治理，公司的价值就会受到很大的影响。而第五章中对第一大股东控股权变更研究发现，只有第一大股东股权变更时才与高管变更有密切关系，而仅仅是持股比例却没有太大的关系。⑨独立董事比例与高管变更负相关，但是不显著。
从回归结果我们可以看到在总经理变更的情况下，市场竞争度指标HHI与高管变更的系数也为负，其统计结果在0.1显著水平下显著，这说明市场竞争能力越弱的企业，其高管变更的可能性越大。这样也支持了假设1。我们还可以看到：公司的业绩与高管变更显著的负相关，并且是在0.1显著水平下显著，这说明公司的业绩越差，高管变更的可能性越大，与国内学者研究结论基本相符，这支持了假设1。这与董事长变更的情况相同。而总经理变更情况与董事长变更情况不同的地方有：①在总经理变更情况下，高管是否从公司领取薪水与高管变负相关，但是不显著，而在董事长变更的情况下是在0.01显著水平下显著。②公司的规模与高管变更存在负相关关系，并且在0.01显著水平下显著，而在董事长变更的情况下不显著。③在总经理变更情况下，第一大股东持股比例却与高管变更正相关，并且是在0.1显著水平下显著。④独立董事的比例与高管变更正相关，且在0.01显著水平下显著，这与董事长情况下独立董事比例与高管变更负相关，但是不显著存在差异。
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，市场竞争度指标HHI与高管变更的系数也为负，其统计结果在0.1显著水平下显著，这样也支持了假设1。但是公司的业绩与高管变更显著的负相关，但是不显著，对于假设1的支持力度较弱。我们还可以看到：①高管是否从公司领取薪水与高管变负相关，但是不显著，这与在总经理变更的情况相同，与董事长变更的情况不同。②公司的规模与高管变更存在负相关关系，并且是在0.1显著水平下显著，这与总经理变更的情况相同，而与董事长变更的情况不同。③前十大股东都与高管变更存在负相关关系，并且不显著，这与董事长变更情况相同，与总经理变更情况不同。④在董事长和总经理同时变更的情况下，第一大股东持股比例却与高管变更正相关，但是不显著，这与董事长变更的情况相同，仅有在总经理变更情况下在0.1显著水平下显著。⑤独立董事的比例与高管变更正相关，但是不显著，这与总经理变更的情况相同，而与董事长变更的情况正好相反。
我国的上市公司大部分是国有企业改制而来，近年来国家积极推动国有法人治理结构的进程，并且实施股权分置改革，让不能流通的国有股逐渐实现全流通，以此来引入其他法人团体来参与完善公司治理，提高治理的效率。所以，本文对于高管变更与市场竞争度之间关系的研究当中又进行了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0.3523、0.3577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。
从回归结果可以看出，第一大股东为国有股或非国有股这两种情况下，模型的市场竞争度指标HHI与高管变更的系数为负，其统计结果在0.1显著水平下显著，这样也就支持了假设1。但是公司的业绩与高管变更的系数为负数，但是只有在第一大股东为非国有股的情况下在0.01显著水平显著。我们从中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负相关，这种关系只有在第一大股东为国有股的情况下显著，并且是在0.01显著水平下显著。②在第一大股东为非国有股的情况下公司的规模与高管变更存在负相关关系，并且是在0.1显著水平下显著，而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关系，并且在0.1显著水平显著，而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负相关关系，但是不显著。④独立董事的比例与高管变更在第一大股东为国有股情况下正相关，且在0.05显著水平显著，而在第一大股东为非国有股情况下独立董事的比例与高管变更负相关，但是不显著。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，但是不显著。但是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，但是不显著。
2、制度环境变迁对高管变更的关系分析
本文在分析市场竞争度的基础上，进一步引入制度环境变迁变量，即市场化指数和要素市场发育指数、商品市场地方保护指数、政府干预企业的干预指数等四个变量来进一步剖析高管变更的外部影响因素，从而推动完善公司治理结构的进程。
（1）市场化程度与高管变更的关系分析
本文采用樊纲对于制度环境的研究成果从五个方面构建23项指标建立市场化进程指数来反映我国31个省、直辖市、自治区（不包括台湾、香港和澳门地区）的制度环境情况。由于市场化指数是一个相对数，如果市场化指数为5，说明该地区市场化程度处于全国中等水平。所本设置市场化指数Market哑变量，大于中位数的Market取值为1，小于中位数的Market取值为0。
为了验证假设2，本文建立模型分析高管变更与市场化程度之间的关系。
根据建立的模型，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0.0077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。
从回归结果我们可以看到在模型中市场化指数与公司经营业绩的交互项Adjroe×Market指标与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这支持了第五章中的假设2，说明市场化程度越高的地方制度环境对公司股东利益保护的就越好，中小股东监督大股东和经理层的成本越小，促进公司的治理，此时的公司业绩与高管变更的负相关性就越高。同时从市场化指标HHI来看，在同行业竞争程度情况下，外部制度环境对于高管变更的影响更大。
本文仍旧为了防止对于高管变更的研究出现偏差，将高管变更的情况分为董事长、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0.0077、0.0077、0.0257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。
从回归结果我们可以看到在董事长变更的情况下，市场化指数与公司经营业绩的交互项Adjroe×Market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2。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0.001显著水平显著。我们还可以看到：①高管的年龄与高管变更负相关，在0.01显著水平下显著，这说明高管年龄越大，越不容易发生变更，这与前面第五章的描述性统计分析结果基本相符。②高管是否从公司领取薪水与高管变更显著的负相关，在0.01显著水平下显著。③其他指标均与高管变更均不显著相关。
从回归结果我们可以看到在总经理变更的情况下，市场化指数与公司经营业绩的交互项Adjroe×Market指标与高管变更负相关，但是不显著，对第四章中的假设2支撑力度不大，这与董事长变更或总经理变更的情况不一样。市场化指数HHI与高管变更也是负相关，在0.1显著水平下显著，这与假设1相符。我们还可以看到：①公司规模与高管变更存在负相关关系，并且是在0.01显著水平下显著，与董事长变更的情况基本相同，但是在董事长变更情况下这种关系不相关。②高管是否从公司领取薪水与高管变更显著的负相关，但是不显著，与在董事长变更情况下显著相关不同。③独立董事比例与高管变更的关系正相关，在0.05显著水平下显著，这与在董事长变更情况下独立董事比例与高管变更的关系负相关，但是不显著不同。④第一大股东持股比例与高管变更正相关，且在0.1显著水平下显著，这与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，但是不显著不同。
从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，市场化指数与公司经营业绩的交互项Adjroe×Market指标与高管变更负相关，但是不显著，这对于支持第四章中的假设2略显不足。市场化指数HHI与高管变更也是负相关，在0.1显著水平下显著，这与董事长变更或者总经理变更的情况一样。我们从中还可以看到：①高管是否从公司领取薪水与高管变更显著的负相关，但是不显著，这与总经理变更的情况相同，而与在董事长变更情况下显著相关不同。②公司规模与高管变更存在负相关关系，并且是在0.1显著水平下显著，与总经理变更的情况基本相同，但是在董事长变更情况下这种关系不显著。③独立董事比例与高管变更的关系正相关，但是不显著，这与在董事长变更情况下独立董事比例与高管变更的关系负相关不同。
