由於國內沒有太多的研究能夠證明多元化與資本結構的關係，已有的相關研究往往隻有三四年的樣本（如洪道麟等，2007），因而研究結論非常不穩健。為了對粵商多元化戰略選擇與其資本結構間的關係尋找理論證據，我們接著以中國上市公司為樣本（因為粵商企業樣本數不夠），對多元化與資本結構間的關係進行計量分析，然後再結合粵商企業的財務數據，進行案例說明。
4.3.1 研究設計
我們首先從檢驗多元化與資本結構的關係入手，建立截麵回歸模型，觀察兩變量間的關係變化過程。被解釋變量為資本結構指標（CS），解釋變量為多元化指標（DIV）。參考蒂特曼和韋賽爾斯（TitmanandWes-sels，1988），拉詹和津加萊斯（RajanandZingaless，1995），黃桂海和宋敏（2003）、蘇冬蔚（2005）、張翼等（2005）、肖作平（2005）、洪道麟等（2007）的研究；我們還采用了以下控製變量：公司規模（Size）、成長性（Growth）、非債務性稅盾（NDTS）、盈利能力（Prof）、股權集中度（OC）、有形資產比例（Tang）、所有權結構（Cont）。
下標t代表不同的時間，β代表回歸係數，u表示殘差項。由於截麵回歸可能存在異方差問題，我們用廣義最小二乘法（GLS）對式（4.1）進行估計。
接著，為了多元化程度與資本結構的總體關係，同時更好的利用數據的信息，我們進一步檢驗以下麵板數據模型：
cst=β0+β2DIVt+β3OCt+β4Sizet+β5Growtht+β6NDTSt
式中，cs表示資本結構一階差分變量。這是因為資本結構是非平穩變量。此外考慮到股權分製改革的因素，我們還加入了股權分製改革控製變量（ER），這樣（4.2）式實際考察的是各變量對資本結構變化速度的影響。
以上模型是靜態模型，且沒有考慮到變量間內生性和時滯性的問題。布羅姆利（Bromiley，1990）指出，企業戰略對資本結構會有一定的影響。從而，資本結構和戰略變量可能是相互內生的（洪道麟等，2007）。屈耀輝等（2007）對中國上市公司的實證研究表明，資本結構對於公司競爭力有著重要的影響，而且這種影響存在著時滯性。這說明資本結構對多元化的影響應該存在時滯性。而多元化對資本結構的影響同樣也可能存在時滯性。另外，前期資本結構會對企業後期資本結構的變化產生影響，前期多元化戰略也會對後期多元化戰略產生影響，考慮到這些因素，並參考阿紹爾（Aschauer，1988，1989）、勞奇（Rauch，1995）。
（4.3）式中，Y是相關變量（多元化程度和資本結構指標，下文將分別說明），X代表除了Y的滯後值以外非虛擬變量的其他解釋變量集，D為虛擬變量，η是公司特有效應，ε是誤差項。下標i和t分別代表不同的公司和時間。由於變量也可能存在兩階滯後影響，我們還進一步考察（4.4）式，此時X的下標也相應地滯後一期，等式左邊的Yi，t-1可以移到等式右邊，於是模型可以反映出Xt-1對Yi，t的影響。用小寫字母表示一階差分變量，並對（4.3）式和（4.4）式進行差分以消除公司特有效應。
因為需要控製滯後的被解釋變量潛在的內生性問題，最小二乘法和兩階段最小二乘法都是有偏的。為了解決這一問題，我們用係統廣義矩估計方法（SYSGMM）對此動態模型進行估計。這一方法由阿雷拉諾和邦德（ArellanoandBond，1991）、阿雷拉諾和博韋爾（ArellanoandBover，1995）以及布倫代爾和邦德（BlundellandBond，1998）建立。X變量集包括上麵提到的所有變量。
使用（4.8）和（4.10）式是因為因變量可能存在兩階滯後影響。γ和β代表回歸係數，ε和u表示殘差項。由於變量間可能存在內生性，在用SYSGMM方法對（4.7）~（4.8）式進行估計時，我們選擇進入方程的非虛擬控製自變量的滯後一期變量、即期虛擬控製變量，以及Growtht-1和Tangt-1作為工具變量；對（4.9）式~（4.10）式進行估計時，根據模型具體形式選擇非虛擬控製自變量（包括未進入方程的變量）的滯後變量和即期虛擬控製變量作為工具變量。
4.3.2 變量說明
4.3.2.1 多元化指標（DIV）
（1）收入的赫芬達爾指數（HI）
其中，Si為行業收入占總收入的比重，M為企業經營的行業數。當公司隻涉足某一類行業時，HI值為1，也就是我們所說的專業化經營公司。HI值與多元化程度呈反比，即多元化程度越高，HI值就越小。HI值越接近0，多元化程度越高。在涉及行業數目相同時，HI越大，說明各業務收入比例差距越大，公司的收入主要來自於某一個行業。
（2）熵指數（Entropy，EI）
其中，Si為行業收入占總收入的比重，M為企業經營的行業數。專業化經營的公司熵指數為0；多元化程度越高，熵指數就越高。
4.3.2.2 資本結構指標
和以往研究類似，我們用資產負債率（即負債/資產）作為資本結構指標。以往的一些研究表明，行業是影響資產負債率的一個重要原因（如陸正飛、辛宇，1998），為此有的學者在計算這一指標時，運用郎鹹平和斯圖爾茲（1994）對企業價值指標進行行業調整的方法，對資產負債率指標進行了行業調整（洪道麟等，2007）。但我們在計算這一指標時，沒有對行業進行調整。這是因為，（1）郎鹹平和斯圖爾茲（1994）進行行業調整，是因為他們運用的是年度截麵回歸模型，由於擔心多元化與企業價值間存在逆因果關係，也即，處於價值比較低的行業為了擺脫困境可能會采取多元化戰略，而不是多元化引起企業價值的變化，故需要進行行業調整。我們使用的是動態結構式模型，本身已經考慮到了這種內生性，故無需進行調整。（2）郎鹹平和斯圖爾茲（1994）進行行業調整的方法是先用各部門資產重置成本占公司總重置成本比重為權重，乘上專業化公司的平均企業價值，來計算公司應有的企業價值，然後用公司實際價值減去其應有的價值，實現對企業價值的行業調整。可見，郎鹹平和斯圖爾茲（1994）的方法是以能夠準確計算各部門資產重置成本為基礎的，而我國不具備這種數據條件。洪道麟等（2007）采用了變通的方法，用各部門銷售收入占公司總銷售收入比重為權重，但我們認為，這種變通的方法是有問題的。因為，銷售收入本身和多元化有著密切的關係，這麼一調整很可能削弱了多元化對資本結構的影響。
4.3.2.3 非虛擬控製變量
（1）公司規模。如果小規模公司更傾向於多元化或者多元化會使公司規模發生變化，那麼公司規模就與多元化程度密切相關。另一方麵，大部分實證研究表明（如陸正飛、辛宇，1998），規模因素與資產負債率正相關。公司規模越大，負債水平越高。這是因為，在其他條件相同的情況下，大公司相對小公司而言，其現金流比較穩定，經營風險比較小。所以公司的規模越大，資產負債率越高。但拉詹和津加萊斯（RajanandZin-gales，1995）提出了不同看法，認為大公司的信息披露會更加充分，信息不對稱程度較輕，因此它們會更傾向於選擇股權融資，從而降低負債比例。我們用企業總資產的自然對數作為規模因素代理變量。
（2）盈利能力。低盈利的企業或許會更傾向於采用多元化策略擺脫困境，多元化戰略也可能會對企業盈利能力帶來影響。另一方麵，根據著名的融資順序理論（MyersandMajluf，1984），當存在信息不對稱時，企業將首先利用留存收益進行內部融資，其次才是債權融資，再其次是股權融資。因而企業盈利能力越強，其財務杠杆水平越低。而根據斯圖爾茲（1990），對於盈利能力高的企業，負債可以限製經理人的過度投資，因而盈利能力應該和資產負債率正相關。我們用資產回報率（ROA）代表盈利能力。
（3）股權集中度。已有研究（王克敏，2003；肖作平，2004等）表明，股權結構是影響我國上市公司資本結構和公司價值的重要因素。由於股權結構在中國公司中具有獨特的重要作用，它很可能也會影響多元化。我們用前十大股東持股比例作為股權集中度變量。
（4）成長性。高成長性公司的破產成本更大，因而公司會更傾向於股權融資。而斯圖爾茲（1990）認為對於缺乏投資機會的低成長性公司，債務是一種限製代理成本的有效工具。因此，公司財務杠杆和成長性之間應當具有負相關關係。我們用資本性支出與銷售收入之比代表成長性。
（5）非債務性稅盾。迪安傑洛和馬蘇利斯（DeAngeloandMasulis，1980）指出，非債務性稅盾取代利息費用發揮了抵減公司稅收的作用，非債務性稅盾越多，企業債務融資的稅盾效應的相對貢獻越小，債務也就越少。因此，非債務性稅盾規模同財務杠杆負相關。參照蒂特曼和韋賽爾斯（TitmanandWessels，1988）和洪道麟等（2007），我們用公司年度折舊額與總資產之比代表非債務性稅盾。
（6）有形資產比例。當企業破產時，有形資產的價值應當高於無形資產的價值。因此威廉森（Williamson，1988），哈裏斯和拉維夫（Harris andRaviv，1990）等認為企業的清算價值越高，財務杠杆就會越大。但蘇冬蔚（2005）發現無形資產占總資產的比例與企業總價值無關，這表明有形資產比例也不一定與企業價值有關。我們用固定資產淨值占總資產比例計算這一變量。
以上六個控製變量中，前三個變量可能同時影響多元化和資本結構，後三個變量可能影響資本結構。