我國上市公司的治理雖然受到所處製度環境的影響，但是也與公司的屬性有關，特別是國有公司與非國有公司在公司治理中存在一定的差異。所以本文對於高管變更與市場競爭度之間關係的研究當中又進行了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0.2385、0.2156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。
從中可以看出，在第一大股東為國有股的情況下，市場化指數和公司經營業績的交互項Adjroe×Market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，市場化指數與公司經營業績的交互項Adjroe×Market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2。模型5.2的市場競爭度指標HHI與高管變更的係數為負，其統計結果均在0.1顯著水平下顯著，這樣也就支持了假設1。我們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在第一大股東為國有股情況下高管的年齡與高管變更負相關，在0.01顯著水平下顯著，而在第一大股東為非國有股情況下高管的年齡與高管變更負相關，但不顯著。②在第一大股東為非國有股的情況下公司規模與高管變更負相關，在0.1顯著水平下顯著，而在第一大股東為國有股的情況下公司規模與高管變更負相關，但不顯著。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。
（2）要素市場發育程度與高管變更
在樊綱的中國市場化指數研究報告中，從金融業的市場化、引進外資的程度、勞動力流動性、技術成果市場化四大方麵構建要素市場發育指數，以此來反映我國31個省、直轄市、自治區（不包括台灣、香港和澳門地區）的製度環境情況。這也從一個側麵反映公司所能運用資金流、人力資源流等有關完善公司治理方麵的難易程度，同時也反映出當地政府對於公司經營管理的幹預程度。要素市場發育指數和市場化指數一樣也是一個相對數，如果要素市場發育指數為5，說明該地區市場化程度處於全國中等水平。所本文設置市場化指數Factor啞變量，大於中位數的Factor取值為1，小於中位數的Factor取值為0。
為了驗證假設2，本文建立模型分析要素市場發育程度與高管變更之間的關係。
根據建立的模型，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0.0019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。
從回歸結果我們可以看到在模型中要素市場發育指數和公司經營業績的交互項Adjroe×Factor指標與高管變更均為負數，在0.01顯著水平下顯著，這支持了第四章中的假設2，說明要素市場好的地區，高管變更的可能性加大，人才的流動更加頻繁，高管變更與公司績效之間的負相關性就越強。
本文此處雖然研究的是要素市場發育指數與高管變更的關係，為了防止研究對於高管的變更的研究為了出現偏差，所以本文對於董事長、總經理、董事長和總經理同時變更這三種分類情況分別對高管變更的情況進行對比分析，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0.0019、0.0019、0.001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。