回歸結果與代理成本假說一致，在這六個回歸中，代理成本假說的企業成長選擇的替代指標MV/BV的係數均顯著地為負。除了回歸（1 ）和回歸（6 ）中MV/BV的係數是在10%的水平顯著外，其餘的四個回歸中，MV/BV的係數均是在1%的水平顯著。這使我國上市公司使用短期債務來降低代理成本得到了實證上的支持。這一結果也與我們前麵宏觀分析的結果相一致，進一步證實了快速發展的國民經濟為企業提供了更多的成長機會，從而企業趨向於使用更多的短期債務來降低代理成本。我國一些研究學者也得出了相一致的結論（如肖作平，2007；譚小平，2008）。
然而，對於企業規模對債務期限的影響，在這六個回歸中，隻有回歸（1 ）和回歸（2 ）中SIZE的係數顯著地為正，在其餘的四個回歸中，SIZE的係數均不顯著，並且其符號有的為正，有的為負。這可能是由於解釋變量之間並不是相互排斥而是存在一定的相關性所造成的。在各解釋變量的相關性分析中，我們可知，變量 MV/BV與 SIZE之間的相關性係數較大，為 -0.431.
4.4.3 分類檢驗
1.股權結構
與發達國家的上市公司相比，我國上市公司的股權結構具有其自身的特色，即股權結構中有相當一部分股份為非流通股（國家股和法人股）。在我國，未流通股占大多數，而可流通股為總股份的1/3左右。而在這些尚未流通的股份中，又以國家股占絕對多數，並且1996~2003年呈現出增加的趨勢。這主要是由於我國上市公司大多由國有企業通過股份製改造而上市的。為保持其國有性質，股權結構中存在大量的國家股和法人股，這些股份不可直接在市場中交易，也即不可流通。雖說股份製使企業享有法人所有權，國家隻擁有終極所有權，不能幹預企業的日常經營，從而弱化政府的行政幹預職能，但股權結構決定股份製企業的性質。隻要在股份製改造中國家股占主導地位，就難以衝破舊體製“政企不分”的怪圈。由於公司與作為投資者的國家的產權關係不清，國有股份過大，又沒有對國有資產的約束和監督機製，勢必會形成內部人控製。而在我國上市公司中又很少采用合理、有效的激勵工具，導致上市公司高管層的收益與企業業績無關，況且，我國上市公司執行董事、高管層顯性的貨幣收益過低，使得現有的薪酬對其具有的激勵與約束作用較弱，而公司的控製權收益則對執行董事和高管層具有較強的激勵作用（曹鳳岐、楊軍，2004 ）。因此，執行董事、高管層為獲得更大的控製權收益，就有動力盲目擴大上市公司的規模。於是，為安全和穩定地獲得控製權收益，國家股占主導地位的上市公司自然會選擇長期債務策略。另外，從債務擔保的角度來看，由於國家股占主導地位，這樣的上市公司在籌集長期資金時，國家無形地為它們起了擔保作用。又由於我國債務資金的來源主要是銀行信貸，而我國的銀行業又以國有銀行為主，國有銀行與國有上市公司具有“同源代理”的關係，於是，國有上市公司相對於其他上市公司而言，有易於獲得長期貸款的優勢；再有就是，由於國有性質的上市公司代理鏈長，公司高管人員的主要動機是維持企業的穩定以獲得自身收益，不會真正地從股東的角度出發，實現企業價值的最大化，更不會去投資風險大、回報率高的項目來提高企業價值。基於此，我們期望國家股占主導地位的上市公司使用較多的長期債務。為檢驗我國上市公司這一股權結構特性對債務期限結構的影響，我們設置股權結構啞變量STOCK DUMMY。國家股占總股份的比例大於和等於50%時，STOCK DUMMY為1 ，否則為0.我們期望此變量係數的符號為正。
表4-15中的模型1是引入股權結構啞變量（STOCK DUM-MY）後的混合回歸結果（因變量為LDEBTMAT）。從回歸結果來看，啞變量STOCK DUMMY的係數在5%的水平顯著為正。這表明我國上市公司的債務期限結構的確受到了股權結構的影響。在國家股占絕對控股地位的上市公司有使用較多長期債務的趨勢，從而具有較長的債務期限。然而，在引入股權結構啞變量後，對其他解釋變量幾乎沒什麼影響。
2.行業影響
有關行業對債務期限結構的影響，弗蘭納瑞（Flannery，1986）檢驗了在不對稱信息下，企業的債務期限選擇。它們把債務期限選擇的行業差異歸因於行業的信息不對稱程度的差異上。他認為具有較大信息不對稱特征的行業（如金融公司，相對於工業企業而言，它們的投資組合沒有較好地對外披露）趨向於發行短期債務。後來，弗蘭納瑞（1994 ）又認為銀行業應當選擇短期融資來作為減少扭曲的投資激勵的一種方式，因為銀行業通常具有較高的杠杆水平，次優投資判斷的機會多。代理成本導致這種判斷的存在，主要是因為對投資者來說，銀行業的資產是難以評估的，並且銀行業存在大量資產替代的機會。史密斯（Smith，1986）認為受管製的企業相對不受管製的企業而言，管理者對將來投資決策的決策空間（managerial discretion ）較少。這種投資決策空間的減少降低了長期債務的逆向選擇作用（如代理成本）。因此，受管製的企業比不受管製的企業的債務期限要長，如公用事業等。
對於我國各行業間的債務期限結構情況，在前麵對債務期限結構的行業分析中，已探討了行業對債務期限結構的影響，並且各行業的債務期限結構確實存在差異。在此，我們再次對行業因素進行分析，其主要意圖是想了解行業與特定企業的自身特征因素對上市公司債務期限結構影響的相對重要性。本書的行業分類，是參照國家標準 GB/T4754 -94《國民經濟行業分類與代碼》中的產業劃分原則，將股票行業按2001年4月證監會和兩個交易所公布、規定的行業類屬進行確認的五大類，即工業類、商業類、房地產類、公用事業類和綜合類。我們以工業企業類上市公司為基準組。之所以選擇工業類上市公司為基準組，主要是基於這樣的考慮：（1）工業類上市公司相對其他類行業來說較成熟些。（2）在樣本公司中，工業類上市公司的數量也較多。其他各行業類啞變量是這樣規定的：商業類啞變量為1，如果觀察值是來自商業類樣本公司，否則為0；房地產類啞變量為1，如果觀察值樣本來自房地產類上市公司，否則為0；公用事業類啞變量為1，如果觀察值樣本屬於公用事業類上市公司，否則為0；綜合類啞變量為1，如果觀察值的樣本公司屬於綜合類上市公司，否則為0.接著，我們把各行業啞變量引入回歸模型，重新對因變量為LDEBTMAT的混合回歸進行估計。從回歸結果來看，除了R2（從0.264增加到0.285）稍有所增大外，對其他變量而言，無論是估計係數的大小、t -值，還是顯著性均沒有什麼實質性的影響。各行業類啞變量均與債務期限結構顯著相關，但從整體上來看，行業因素對債務期限結構的影響並不大，R2僅提高了2.1%。這一證據表明，在決定上市公司的債務期限結構時，主要影響因素是上市公司的自身特征而不是上市公司的所屬行業因素。