IPO與可轉債打新收益的比較及實證研究

陳瑞華 李君祥 安明明

關鍵詞：IPO 可轉債 打新收益 定價效率

一、引言

IPO與可轉債是目前投資者進入一級市場打新的兩種投資標的。IPO打新由來已久，并為市場廣泛接受。相對而言，雖然可轉債在種類、數量和規模上均不及IPO，但對于投資者而言，可轉債“熊市向下有債底，牛市向上有彈性”（王一鳴，2015），投資者在股價下跌時可以以債券的形式持有并獲得穩定的收益，反之則可享受股票價格上漲的收益，因此市場上也不乏打新可轉債的投資者。尤其在2017年9月證監會發布可轉債申購新規之后，可轉債采用純信用申購制度，申購時無須繳納資金，中簽后才繳款，投資者“無錢無股即可打新”。2001年4月至2017年9月的16年間，一級市場上共有126只可轉債發行，而在申購新規之后，2017年10月至2018年1月短短4個月時間就有38只可轉債發行（4只私募發行），可轉債進入新的擴容期，從而帶來了可轉債打新的一波小高潮。

新股上市歷來備受投資者追捧，2000-2012年IPO上市首日抑價率平均高達89.06%，2014年后IPO上市首日收益率漲幅不得超過44%，之后幾乎所有的新股在上市首日漲幅均在43%以上，并在隨后多日連續漲停。但是，2017年10月至2018年1月公開發行了34只可轉債，其中9只可轉債在上市首日就跌破發行價，破發率高達26%。由此可見，雖同為一級市場的打新標的，IPO與可轉債的打新收益存在較大差異。本文從投資者的角度出發，對IPO打新與可轉債打新的收益進行對比分析，解釋二者產生差異的深刻原因，對證券市場的持續健康發展具有一定的現實意義。

二、IPO與可轉債打新收益比較

首先，本文對IPO和可轉債年化的打新收益率進行計算，計算基于以下考慮：

（1）與下文實證分析中的樣本區間相對應，IPO打新期間為2017年1月1日至2017年12月31日，原因在于該區間的數據有助于對最新的市場制度下投資者打新收益進行針對性研究。同樣，考慮到可轉債于2017年9月開始實行純信用申購，可轉債的樣本期間為2017年9月8日至2018年1月31日，并對該期間的收益率進行年化測算。

（2）自2014年開始，新股上市首日漲幅不超過44%，雖然該舉措的初衷是降低投資者過分炒作新股，但張衛東（2018）認為新股上市首日的漲幅限制不但不能穩定市場，反而加劇了市場的投機行為，導致新股上市首日的供求難以達到均衡，并在上市后多日一字板漲停。2017年IPO平均漲停9.5天，以IPO上市首日漲幅作為被解釋變量不能反映IPO抑價的真實水平，也無法反映投資者真實的打新收益。本文假定投資者在新股結束一字漲停板當日（即新股開板日）以收盤價賣出，而打新可轉債時，考慮到可轉債并未設定首日漲幅，假定投資者采取“落袋為安”的策略，在上市首日即以收盤價賣出。

（3）2016年后新股申購實行市值申購制度，即投資者必須持有深圳證券交易所或上海證券交易所非限售A股股份市值1萬元以上，才能參與打新?？紤]到滬深兩市新股申購政策的不同，且滬深兩市的市值不能合并計算，本文假定投資者在滬深兩市平均每日分別持有1萬元的市值。考慮到投資者持有市值的情況千差萬別，且在牛市期間IPO打新體現出“低風險，高收益”的特點，而在熊市期間IPO打新體現出“高風險，低收益”的特點，為簡化計算，本文暫不考慮投資者持有的股票底倉收益。

（一）滬深兩市新股打新收益率

2017年，滬市共有214只新股上市，投資者日均持有1萬元市值。根據滬市申購規則，每1萬元市值可申購1個單位，每只上市新股的打新收益率R的計算公式為：

其中，ER1為滬市新股打新的期望收益率，R為第i只新股開板收益率，P為第i只新股的中簽率，經計算，ER1=20.79%。

2017年，深市共有222只新股上市，根據深市新股申購政策，每5000元市值申購1個單位，因此投資者在深市日均持有1萬元市值可以申購2個單位。經計算，深市新股打新的期望收益率=2xER2=31.04%。

從圖1可以看出，自2014年開始，雖然中簽率逐年下降，但IPO上市家數也在不斷上升，因此IPO年化的打新收益率仍然很高。

（二）可轉債打新收益率

由于可轉債實行純信用申購，投資者打新可轉債沒有資金和市值的要求。2017年9月8日至2018年1月31日共有34只可轉債上市（另有4只為私募發行，不納入計算范圍），但2017年9月沒有可轉債上市，因此實際只計算了4個月的可轉債發行，可轉債打新的年化收益率ER3計算公式為：

經計算可得，可轉債打新的年化收益率ER3=0.38%。

通過上述計算，可以看出IPO年化的打新收益率遠遠高于可轉債，同樣作為打新的投資標的，樣本期間上市的34只可轉債已有9只破發。在這種情況下，投資者的打新熱情迅速下降，可轉債上市首日收益率在5%以下的有19只，超過50%。根據以上的計算結果，可以看出IPO與可轉債的打新收益差別較大。

三、IPO打新收益影響因素的實證分析

（一）變量設計與研究方法

1.樣本選擇與數據來源

本文針對IPO分析選擇的樣本數據為2017年在滬深交易所上市的新股，共有436只，剔除金融股和另外兩只缺少網上發行數據的新股后，共有431個樣本，其中上海證券交易所共有210個樣本，深圳證券交易所共有221個樣本。樣本數據均來源于wind資訊。

2.變量設計

（1）被解釋變量

當投資者面臨不確定性時，會估計可能出現的各種結果，然后用它們出現的概率對這些估計值做加權平均計算期望收益，例如某一事件發生的概率為P，收益為X，不發生的概率為（1-P），收益為X2，則其期望收益：

投資者中簽的新股在上市后大多會經歷多日漲停，投資者持有至新股開板日才賣出，所獲得的收益率為IR0。若投資者未中簽，其收益（也可能是虧損）為市值申購制度下所持有的底倉收益。因此，投資者在打新股時獲得的期望收益=中簽率×新股開板收益+（1-中簽率）×持有的底倉收益，為簡化計算，本文暫不考慮其底倉收益，被解釋變量的計算公式為：

其中，IR為IPO中簽收益率，IR為新股持有至一字漲停板日（即新股開板日）的收益率（簡稱為新股開板收益率），Lottery為網上申購中簽率，P為IPO結束一字漲停板日（即新股開板日）的收盤價，P為新股發行價。

從滬深兩市總體數據可以看出，雖然新股上市首日設定限制，但幾乎所有的新股上市首日都達到了漲幅上限，漲幅最小的也達到了43.6508%，新股上市后的一字板漲停天數平均9.5天，2017年IPO平均溢價水平高達267.92%（見表1）。

（2）解釋變量

借鑒近年來我國IPO抑價分析的部分文獻，本文采用“普選”的方式，將使用頻率較高的解釋變量納入本文的研究中，具體選取指標見表2。

（二）影響新股定價因素的實證分析

IPO抑價率不僅受二級市場有效性的影響，也與一級市場的定價效率有關，一級市場抑價表現為，在新股定價時發行人和承銷商出于各種原因有意降低IPO發行價格，使得打新的投資者獲得超額收益，因此在對IPO打新收益的實證分析之前，本文首先對影響我國IPO定價的因素進行簡單分析。

新股的發行價是否真實反映股票的內在價值，反映了IPO一級市場的定價效率。公司的內在價值受資產結構、營運能力、盈利能力、償債能力等因素影響，考慮到公司基本面指標之間可能存在多重共線性，因此本文采用逐步回歸法建立回歸方程。

本文選取的被解釋變量為新股發行價格，解釋變量為表2中的公司基本面指標與首次發行相關指標，考慮到各變量之間單位、量級不一致，對各指標先進行標準化處理后再進行逐步回歸，得到的實證結果如表3、表4所示。

根據表3得到滬市IPO發行價的多元回歸方程如下：

通過對滬深兩市發行價的逐步回歸分析，每股凈資產（BPS）以及募集資金規模（size）均與發行價格顯著正相關，代表公司贏利能力的指標凈資產收益率（ROE）與每股收益（EPS）分別出現在兩個方程中，且均與被解釋變量顯著正相關。方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）均小于10，因此兩個回歸方程均不存在多重共線性，調整R方分別為81.14%、93.37%，表明公司基本面指標以及首次發行的基本情況可以解釋新股定價的81.14%、93.37%，解釋力度較高，公司基本面指標向好時，新股定價通常也較高，不存在故意抑價的情況（段云龍，2015）。

（三）實證檢驗結果及分析

以上分析表明，新股發行價與公司的基本層面指標具有較大的線性相關性，因此在對IPO中簽收益率進行逐步回歸分析時，為避免因多重共線性的存在而將有效指標刪除，下文分析中將新股發行價從解釋變量中剔除，得到回歸結果如表5所示。

根據表5的回歸結果，得到滬市IPO中簽收益率的回歸方程如下：

從表6的回歸結果可以看出，采用逐步回歸法得到的關于深市IPO打新收益回歸方程依然存在多重共線性，若僅將EPS從回歸方程中剔除，則會導致方程的擬合度大幅下降，結合上文關于深市IPO發行價的實證分析，本文采用因子分析法對發行價與公司的基本層面指標做降維處理，提取主成分因子，再與其他指標進行逐步回歸。

在進行因子分析之前，首先進行KMO和巴特萊特球形檢驗，根據表7的檢驗結果，可以看出目標樣本之間存在較強的相關關系，可以進行滿足因子分析，如表8、表9所示。

將得到的主成分因子與其他變量進行回歸，得到回歸結果如表10所示。

根據表10的回歸結果，得到深市IPO中簽收益率的回歸方程如下：

（四）小結

根據滬深兩市IPO中簽收益率的回歸分析，結合上文關于新股定價效率的實證檢驗，可以得出如下結論：

（1）滬市IPO中簽收益率與募集資金規模（size）、每股收益（EPS）、營業收入復合增長率（G_income）顯著正相關，可以說明盈利高、成長速度較快的公司股票會給投資者帶來更高的打新收益。但凈資產收益率（ROE）、每股凈資產（BPS）與IPO中簽收益率顯著負相關。在上文關于新股定價影響因素的分析中，凈資產收益率（ROE）、每股凈資產（BPS）顯著提高了新股的定價，ROE與BPS每上升1%，新股定價分別提高0.62%、0.64%。這種情況下，新股上市后在二級市場上股價上升的空間較小。另外，承銷商與發行人在定價時可能利用投資者傾向于在二級市場上投資盈利性較高的股票這一心理，過度提高新股的定價，從而透支了IPO二級市場的抑價率。

（2）深市IPO中簽收益率與解釋變量factor一1顯著負相關。根據表9中的成分矩陣，factor一1主要提取了凈資產收益率（ROE）、營業利潤率（PROFIT）、每股收益（EPS）、總資產收益率（ROA）的信息，盈利較高、成長性較好的新股反而打新收益率較低。對于該結果的解釋與上文相類似，承銷商與發行人對于此類公司股票定價較高，從而壓縮了投資者的打新收益。

（3）在滬深兩市的回歸方程中，IPO上市當月綜合指數波動幅度（Market2_1）均與IPO中簽收益率顯著正相關。該結論與實際情況較為相符，該指標反映了股票二級市場的整體情況，整體市場氛圍較好時，投資者投資情緒樂觀，新股收益率隨之水漲船高，提高了投資者的打新收益。

（4）流通股占總股本的比例（C_stock）與IPO中簽收益率顯著負相關。參照劉煜輝（2005）的觀點，當市場上的流通股占比較小時，市場上的中小投資者無法通過投票維護自己的權益，因此也無法決定是否能夠得到分紅，投資者只能通過股票買賣的價差獲得盈利，這會強化二級市場上的投機炒作情緒，從而提高IPO抑價率。

（5）在對深市IPO中簽收益率的回歸方程中，新股上市首日的換手率顯著地影響了被解釋變量。在之前的文獻中，換手率一直被視為是投資者對個股投機情緒的代理變量，上市首日換手率較高的新股，投資者的投機情緒往往更強烈，從而提高了IPO抑價程度。但本文的結論與之前學者的結論恰好相反，上市首日的換手率較高的新股打新收益反而更低。本文認為，這是因為在目前限制IPO首日漲跌幅的制度下，新股往往會出現多個一字漲停板，因此打到新股的投資者并不愿意在上市首日就出手賣出，若換手率較高，反而可能意味著部分投資者并不認為新股會持續漲停。根據行為金融中的羊群效應理論，一旦其他投資者發現某只新股換手率較高時，會認為這只新股很有可能馬上要結束一字漲停板，并跟隨賣出，最終使得新股的漲停板天數減少，投資者的打新收益隨之下降。

四、可轉債打新收益影響因素的實證分析

相較于IPO的高抑價現象，可轉債在2017年9月8日至2018年1月30日公開發行的34只可轉債中，9只在上市首日就跌破發行價，破發率高達26%。本文基于上文中關于IPO中簽收益率的分析，對可轉債上市首日的打新收益率及其影響因素進行分析。

（一）樣本選擇與變量設計

1.樣本選擇

為排除可轉債申購新規對投資者打新收益的影響，因此本文選取新規發布后2017年10月至2018年1月上市的非金融可轉債作為研究對象，共33個樣本。

2.被解釋變量

對于被解釋變量的選擇，可轉債與IPO有兩點不同：第一，上市首日并未設定漲跌幅限制，因此我們假定投資者打新可轉債時在上市首日便選擇落袋為安，即投資者打新可轉債時在上市首日即以收盤價賣出。第二，相對于IPO，可轉債的申購既不需要凍結資金，也不需要持有一定的市值，在宣布中簽率后才繳款（類似于購買彩票時宣布彩票中獎后才交錢購買），因此可轉債的打新事先不需要任何成本。對于打新的投資者而言，要么確定獲得可轉債上市首日的收益，要么確定不中簽，因此沒有必要再將可轉債的中簽率納入被解釋變量的體系中。被解釋變量IR3計算公式如下：

其中，IR3為可轉債上市首日收益率，P1為可轉債上市首日的收盤價，P為可轉債發行價，即100元。

3.解釋變量

在針對可轉債的分析中，首先選擇與IPO抑價分析相同的指標進行實證分析，但對其中的個別變量進行調整：一是考慮到可轉債以面值發行，故而在該部分實證中不考慮發行價（P）的影響;二是將IPO實證分析中的上證綜指/深證綜指換為可轉債指數。具體如表12所示。

另外，還有必要考慮到可轉債兼具股性與債性。從可轉債的基本條款與附加條款可以看出，可轉債本質上是一種附加若干種期權條款的公司債券（張秀艷，張敏，2009）。其主要價值由債券的純債價值和轉股期權價值共同決定，其中，純債價值即體現為可轉債未來還本付息帶來的現金流折現，轉股期權價值即投資者未來將可轉債轉換為股票所帶來的價值。

綜上，本文對可能影響可轉債上市首日收益率的指標選擇如表13所示。

選取解釋變量的主要理由如下：

（1）票面利率（r1）與補償利率（r2）?？赊D債的票面利率一般較低，因此部分可轉債會增加補償利率條款，對持有至到期不轉股的投資者給予一定的利息補償，從而增加了可轉債債券部分的價值。

（2）轉股間隔（GAP）。轉股間隔是指從可轉債上市日至初始轉股日之間的時間間隔，即投資者可以將手中的可轉債轉為正股所需要的最短的等待期，進入轉股期后，投資者可將持有的可轉債按事前約定的比例轉換為發行人的股票，因此轉股間隔的長短可能會對可轉債上市首日的收益率有影響，但影響結果不確定。理論而言，轉股期的長短也會影響可轉債內在的價值，但由于目前上市的可轉債轉股期均為6個月，對于投資者而言并沒有區別，故而未將該指標納入解釋變量體系。

（3）轉股比例（Tr_ratio）。轉股比例一般在可轉債發行時就已經事先約定，代表每份可轉換債券所能交換的股份數。

（4）轉換價值（C_value）。轉股價值為可轉債上市首日對應正股價格與轉股價格的比例。

（5）可轉債上市前一月對應正股漲跌幅（x1）與振幅（x2）?？赊D債所對應正股的市場表現會對可轉債的市場價格產生影響（茜娜，2012）。本文選擇可轉債上市前一個月其對應的正股的漲跌幅與振幅作為解釋變量，分析其對可轉債上市首日收益率的影響。

（二）實證檢驗結果及分析

為避免多重共線性，依然采用逐步回歸進行線性回歸，得出回歸結果如下，方差膨脹因子（VIF）小于10，回歸方程不存在多重共線性。得到回歸方程如下：

回歸方程的調整R方為0.86，即該方程的擬合度達到86%，擬合度非常高。

（三）小結

根據以上回歸分析，可以得出以下結論：

（1）上市首日轉換價值（C_value）與被解釋變量顯著正相關，且轉換價值每上升1個百分點，可轉債上市首日的收益率上升0.75個百分點。若僅以轉換價值作為解釋變量進行回歸，得到回歸方程的R方達到0.601，可見轉換價值解釋了可轉債上市首日收益率變動的60%，轉換價值越高，意味著未來可轉債轉換為股票的可能性越大，且轉換后所得的收益越高，此類可轉債也越易受到投資者的追捧，該結論也反映出我國投資者申購可轉債時更加看重其股票的特性。

（2）換手率（turnover）與可轉債上市首日收益率顯著正相關。可轉債實行信用申購后，越來越多的中小投資者開始打新可轉債，提高了可轉債上市首日的換手率，從數據上看，2017年申購新規實行前后，可轉債的換手率由之前的36%上升至65%，其中嘉澳轉債上市首日換手率達到303%，高換手率意味著投資者較高的投機情緒，推高了可轉債的市場價格。

（3）每股收益（EPS）與可轉債上市首日收益率顯著正相關。公司的贏利能力提高，一方面意味著可轉債未來還本付息能力的增強，另一方面也能提高可轉債正股的市場價格，投資者未來將可轉債轉換為股票的可能性也就越大，整體上提高了可轉債的內在價值。

（4）可轉債上市前一個月其正股的振幅（x2）與可轉債上市首日收益率顯著正相關。振幅一定程度上可以代表股票的活躍程度，正股活躍程度越大，投資者未來轉股的可能性越大，因此提高了可轉債的上市首日價格。

（5）票面利率與補充利率并未對可轉債上市首日的收益率產生顯著影響?？赊D債的市場價格對利率并不敏感，可能是因為目前可轉債投資者更看重其股性，而不關注其債性。轉股債價值與上市首日收益率顯著正相關也證實了這一點。

五、IPO與可轉債打新收益差異的幾點解釋

根據計算結果，2017年滬市新股打新的年化收益率為20.79%，深市新股打新的收益率為31.04%，而可轉債的年化打新收益率僅為0.38%，IPO的打新收益遠遠高于可轉債的打新收益。之所以如此，可以從以下幾方面進行解釋。

（一）市場預期與供給

IPO的打新由來已久，中國股市已經形成新股會連續漲停的市場預期。2014年中國證監會規定新股上市首日增幅不得超過新股定價的44%后，新股在上市首日均上漲至43%以上，且2014-2017年上市的新股在上市首日后平均漲停10天以上。相對于IPO的高抑價率而言，可轉債在2017年9月實行信用新購之前，參與打新的中小投資者較少，實行信用申購后，大量散戶加入到可轉債打新中，但由于可轉債的定價機制較為復雜，中小投資者缺乏相應的了解，以對待IPO打新收益的標準與預期進行可轉債的打新，而此后發行上市的部分可轉債在上市首日或次日便出現大股東大規模減持套現的現象，使得市場對于可轉債的預期迅速下降，投資者打新可轉債的熱情隨之下降。

此外，我國IPO發行審核制度一定程度上導致了新股的稀缺性，每次新股發行均會有大量投資者申購，使得IPO的抑價率高居不下。相對而言，申購新規后可轉債的發行速度不斷加快，2010-2016年共有57只可轉債發行，而在2017年10月至2018年1月四個月時間便有38只可轉債發行，且未來可轉債的發行有可能進一步增加，隨著可轉債供給量的不斷上升，可轉債上市首日的收益率也不斷下降。

（二）公司基本面

公司基本面對IPO與可轉債的打新收益均產生了影響。根據傳統的金融理論，公司基本面表現越好的投資標的未來上漲的可能性越大。但關于IPO打新收益的實證分析與該理論存在一定背離，部分反映公司基本面情況較好的指標變量與IPO的打新收益顯著負相關。本文認為，一方面由于基本面指標較好的公司，承銷商與發行人會提高其新股定價，一定程度上透支了IPO二級市場的抑價率，從而降低了投資者的打新收益;另一方面也反映出我國中小投資者存在非理性的一面，對于新股的炒新熱情使得即使基本面表現一般的新股在投機情緒的影響下也會帶來較高的打新收益。

相對新股而言，可轉債均以面值發行，無須事前進行定價，公司基本面表現越好的可轉債上市首日收益率越高，與傳統的金融理論相符合。其中，每股收益與可轉債打新收益顯著正相關，一方面盈利較高的公司未來償債能力較強，提高了可轉債的純債價值;另一方面可轉債的正股價格隨之上漲，提高了可轉債的轉股期權價值。因此，基本面表現較好的可轉債在上市首日更易受到投資者的追捧，進而推高投資者的打新收益。

（三）投資者情緒

換手率作為投資者情緒的代理指標，換手率較高意味著投資者情緒高漲，會推動投資標的價格的上升。本文的實證分析中，上市首日換手率對可轉債的打新收益與深市IPO的打新收益均產生顯著的影響，但對二者的影響正好相反。可轉債上市首日收益率與換手率顯著正相關，換手率越高，投資者的投機情緒越高，從而推高了可轉債上市首日收益率，這與我們預期的結論相符。但在深市IPO打新收益的實證分析中，換手率與投資者的打新收益顯著負相關。本文認為，這是因為在目前限制IPO首日漲跌幅的制度下，新股往往會出現多個一字漲停板，因此打到新股的投資者并不愿意在上市首日就出手賣出，若換手率較高，反而可能意味著部分投資者并不認為新股會持續漲停。根據行為金融學的羊群理論，一旦其他投資者發現某只新股換手率較高時，會認為這只新股很有可能馬上要結束一字漲停板，并跟隨賣出，最終使得新股的漲停板天數減少，投資者的打新收益隨之下降。

但在滬市IPO打新收益中，換手率并未表現出顯著的相關性，可能是因為在滬市上市的新股總體市值較高，不易被投機者炒作。至于對滬市IPO中簽收益分析所得回歸方程的擬合度（調整R方為47.16%）明顯高于深市（24.45%），主要原因在于深市投資者非理性行為現象比較嚴重。而本文僅以換手率作為投資者情緒的代理變量，未能從行為金融學的角度對IPO中簽收益率進行精確刻畫，因此深市的回歸方程擬合度較低。

（四）市場氛圍

市場氛圍指標對滬深兩市IPO打新收益產生顯著影響，其中新股上市當月市場指數的漲跌幅對IPO中簽收益率顯著正相關。當市場整體氛圍較好時，投資者情緒較為樂觀，新上市投資標的價格隨之水漲船高，提高了打新收益。市場氛圍指標未對可轉債的打新收益產生顯著影響，可能是由于可轉債的打新收益更多受其轉股價值與公司基本面的影響，對可轉債指數影響不敏感，但該結論需要進一步證實。

（五）可轉債的轉換價值

在可轉債的分析中，方程的擬合度達到86%，尤其是轉換價值與可轉債打新收益顯著正相關，轉換價值每上升1個百分點，可轉債上市首日收益率上升0.75個百分點。另外，可轉債上市前一個月對應正股的振幅也與可轉債打新收益顯著正相關。由于可轉債內在嵌套一個股票的看漲期權，轉換價值代表了可轉債的轉股價值，轉換價值越高，未來可轉債轉股帶來的收益越高，且可轉債正股的振幅越大，意味著其對應正股的活躍度越大，未來轉股的可能性越大。這兩個指標代表了可轉債所包含的股票價值，而代表可轉債債券價值的利率指標與可轉債打新收益并不相關。因此，我國投資者打新可轉債時更看中其未來轉股所能帶來的價值，而不注重其純債價值。

六、結論

比較IPO與可轉債的打新收益，我們發現，IPO的高抑價率很大程度上取決于一級市場的定價效率和二級市場的有效性，而市場定價效率和有效性與公司的基本面指標、首次發行指標、市場氛圍指標和投資者情緒指標具有關系，決定了IPO打新的高收益特征，而可轉債的打新收益則與其轉換價值高度相關，可轉債內在嵌套的股票看漲期權決定了其轉換價值，進而對其打新收益產生直接影響。在我國大力發展直接融資市場，加大服務實體經濟力度的過程中，如何有效平衡IPO和可轉債的發行機制和效率，仍然是證券市場建設的一項艱巨任務。