汇率风险论文范例

汇率传导弹性一直是国际经济学的重要研究对象，国内外对此方面有过大量的研究，研究内容也非常广泛，从汇率传导弹性的不同国家、行业估计到汇率传导弹性对政策制定的意义(如货币政策、汇率制度选择和冲击的国际间传导等)，具体相关综述可参见Menon(1995)等论述。［1］在众多研究中，汇率传导弹性的稳定性和变化是许多学者关注的一个重要方面，如在最近的很多论述研究中，一些学者(Campa和Goldberg，2002;Bailliu和Fujii，2004等)指出工业化国家的汇率传导弹性有下降的趋势，进口价格和消费者价格对汇率变动的反应程度正在降低。［2］［3］但是Bouakez和Rebei(2008)则发现加拿大的进口汇率传导弹性比较稳定。［4］Otanietal(2006)对日本进口汇率传导弹性估计后发现90年代以后大部分行业的汇率传导弹性同80年代相比有明显下降，其中下降幅度最大的是初级产品，不同行业之间有很大的差异。［5］   上述这些研究为我们理解汇率传导弹性的变化提供了很多借鉴，但是这些研究一般把时间段都放在20世纪末，没有及时反映最近的汇率传导弹性的变化情况，尤其是在金融危机爆发以后汇率传导弹性的变化状况，本文利用日本最新的数据，希望对此做出一些探索。本文的研究具有两方面的意义，一是填补目前学术界关于金融危机对汇率传导弹性影响研究的空白，加深对汇率传导弹性稳定性的理解;二是有助于加深对金融危机期间贸易商定价和承担汇率风险行为的理解，尤其是不同行业之间的差异性。在论文结构上，本文包括4个部分，第一部分回顾日本金融危机前后的进口和汇率变化状况;第二部分估计和观察日本各行业进口汇率传导弹性的长期趋势;第三部分检验金融危机对汇率传导弹性的影响;第四部分对计量结果进行解释，并得到论文结论。   一、金融危机后的日本进口状况变化   金融危机被称为是仅次于“大萧条”的又一次需求冲击，面对快速下滑的市场需求，生产商和出口商可能会调整在正常时期的定价行为，通过直接降价的方式来维持市场份额，另外一种方式可能是通过自己承担更多汇率风险的方式来维持价格的稳定性，间接维持市场份额。因此，在金融危机期间企业对市场定价能力有可能同危机前相比会有所下降，出口商在面对汇率波动风险时更多的采取自我承担的方式，避免在需求不足情况下的价格波动行为，从而使得进口商获得更大的定价权，那么事实是否如此呢，是不是所有的行业表现都差不多呢?首先看一下日本进口价格的变动，图1反映了2008年8月前后日本主要进口行业以日元标价的进口价格变化图，从中可以看到各个行业价格在2008年8月后出现了明显的分化，纺织、一般机械、运输设备、精密仪器行业的实际出口价格基本上没有下降，有些反而出现了上升;但是其他的行业，包括全部产品都出现了不同程度的下降，尤其是化学、石化煤炭和食品行业在金融危机爆发后出现了进口价格剧烈的下滑，这表明日本进口产品中不同行业面对金融危机时的价格调整方式是完全不同的，一些行业具有很强的维持价格的能力，但是很多行业则对价格进行大幅调整。   二、日本的汇率传导弹性的历史估计和长期趋势   在研究汇率传导时一般的微观理论基础是Marston(1990)的对市场定价理论(pricingtomarket，PTM)，认为具有市场实力的企业可以在分割的市场上实行价格歧视，由汇率变动引致的成本可以通过加成调整行为来影响企业出口价格，不过该理论假定出口商以购买者货币(当地货币)定价(Local－currencypricing，LCP)。［6］ObstfeldandRogoff(1995)通过Redux模型开创的“新开放宏观经济学”虽然更加偏向宏观方面因素的解释，关注名义价格粘性［7］以及BettsandDevereux(2000)等的拓展，将工资粘性、非贸易品、不同货币定价、不完全金融市场等微观理论融入模型，［8］但是Redux模型假定生产商货币定价(Producercurrencypricing，PCP)，BettsandDevereux(2000)等的拓展则是假定LCP，由于这些理论基础都是基于LCP和PCP，所以在实证研究中学者一般使用双边汇率或名义加权汇率作为汇率的变量。但是从东亚的具体情况来看，无论是PCP还是LCP并不符合东亚贸易的事实，因为东亚国家贸易中存在着大量的美元定价，东亚国家对美国之外的国家贸易也大量使用美元，此时东亚和美国之外的国家之间的贸易既不是PCP，也不是LCP，而是VCP(Vehiclecurrencypricing)，日本也是如此，图2反映了不同年份日本从全世界和亚洲进口中货币标价的组成状况，充分说明了日本贸易中(尤其是与东亚贸易中)的美元充当“工具货币”的现实。表1则反映了不同行业中计价货币组成状况，不同行业中本币计价的份额是不同的，即在贸易中进口商实行PCP还是PTM方式在不同行业是不同的。Parsons和Sato(2008)研究表明日元对东南亚各国货币汇率的变动对日本向东南亚的出口价格没有显著影响，他们认为导致这种结果的原因正是美元在日本与东南亚贸易计价中占绝对主导地位，此时贸易加权有效汇率或双边汇率并不能合理描述贸易中实际“起作用的”汇率的变动状况，利用贸易加权有效汇率或双边汇率来进行经验分析就无法得到真正合理的结论。［9］   因此本文不使用日元的贸易加权汇率作为汇率的变量，而使用日元计价进口价格与合约货币计价进口价格之比来表示，这样就可以获得本币对实际进口货币(生产商货币)的比率，使VCP可以转化为PCP(我们可以将此理解为:世界上其他所有国家是一个整体，使用一篮子货币来标价对日本出口，这个篮子中的货币比重就是日本进口中的各种货币比重)，从而能够利用“对市场定价理论”来进行经验研究，事实上很多学者在研究日本出口汇率传导时都采取这种方法，如Athukorala和Menon(1994)、Celglowski(2010)等，［10］［11］因此本文认为也可以使用这种方法来研究日本进口中的汇率传导。此外这样做还有个好处:可以获得不同部门的不同有效汇率水平，从而避免出现不同部门的有效汇率水平相同的情况，也不需要再重新构建每个行业的有效汇率。参考和利用Otanietal．(2006)［5］以及其他学者的方法，本文将回归方程设定为:△impt=φ0+φ1△impt－1+φ2△et+φ3△fpt+φ4△ipt+εt，其中△为差分算子;impt为日元计价的进口价格;et为汇率水平，使用日元计价进口价格与合约货币计价进口价格之比来表示，根据Otanietal．(2006)［5］和Bus-siere和Peltonen(2008)［12］的方法，本文对该变量使用国内企业产品价格指数(DomesticCorporateGoodsPriceIndex，dct)进行平减，可以获得某个基期不变价格的名义影响汇率水平，从而包含了国内价格作为竞争价格对进口价格的影响;fpt根据Campa和Goldberg(2005)［2］等通行的方法，使用neer*dc/reer来构造(neer为名义有效汇率，reer为实际有效汇率);ipt为日本工业增加，一般以此作为GDP的替代变量。数据中除了ipt来自IMF的国际金融统计外，其他数据均来源于日本银行，时间从1990年1月到2010年6月。在实际的回归过程中，由于ipt不显著，Bussiere(2007)指出:在进出口价格回归中，需求项一般都不显著，这是由于需求效应已经包括在其他变量之中。［13］因此，本文将最终的回归方程定为:△impt=φ0+φ1△impt－1+φ2△et+φ3△fpt+εt，所有的变量取对数，φ2为短期汇率传导弹性，λ=φ21－φ1为长期汇率传导弹性，表示日元对进口标价货币升值1%，将导致以日元计价的进口价格下降λ%。单位根检验表明所有数据都是I(1)的，即各个变量的一阶差分是平稳的，这样可以防止出现“伪回归现象”，回归结果表明汇率项系数是高度显著的(均在1%置信区间内)，限于篇幅不再列出。下面给出通过滚动回归方法得出的长期传导弹性系数的变化图(使用SAS9．0软件，以10年为一个窗口期)。从滚动回归图中可以看到2000年以后大部分行业的传导弹性并没有发生大的变化，很多行业(如纺织、食品、运输机械等行业)出现了比较稳定的、缓慢的下降，这和很多学者指出的很多工业化国家进口汇率传导弹性有所下降的结论是一致的，但是化学、木材、电子电气部门的传导弹性在最近几年出现了一定的上升，不过上升幅度并不是很明显。但是2008年9月以后一些行业(如全部产品、化学、木材、食品、石油煤炭等行业)的传导弹性出现明显的上升，而一般机械、运输设备和精密仪器等出现了一定幅度的下降。#p#分页标题#e#   三、金融危机改变汇率传导弹性了吗?   为了判断汇率传导弹性是否在金融危机爆发后有了变化，本文首先通过分段回归的方式，计算金融危机爆发前后两个时间段内的传导弹性，具体结果如表2所示:尽管滚动回归和分段研究表明，2000年1月至2008年8月和2008年9月至2010年6月两个时期，许多行业的汇率传导弹性确实发生了变化，但为了更准确判断2008年8月前后汇率传导弹性是否发生结构性的变化，同时也为了使计量结果更为稳健(Robustness)，本文采用邹检验(ChowTest)来判断2008年8月是否是个断点，首先构建断点期哑变量，将2008年8月以后设为1，之前设为0，再将该哑变量和每个解释变量相乘，获得一个关于哑变量的乘积项，然后对方程进行回归。具体检验结果见表3，邹检验结果和滚动回归及分段回归的结果是一致的，这进一步证明了金融危机对行业进口传导弹性有明显的影响，而且不同行业变化方向是不一样的。食品、木材、化学和电子电气产品以及全部产品的进口传导弹性有了明显的提高，这并没有说明在金融危机爆发以后，日本进口商承担了更大的汇率风险，而恰恰说明外国出口商承担了汇率变动所带来的风险，这是由于金融危机后日元汇率的单方面大幅升值，进口汇率传导弹性的上升说明日元汇率升值1%将导致日元计价的进口价格下降幅度更大，即日本进口商从汇率升值中获得的价格下降的好处更多，外国出口商则要承担价格下降的损失。但是机械类产品(包括一般机械、运输设备和精密仪器)则正好相反，金融危机的冲击并没有使出口商比以前承担更多的日元汇率升值所带来的风险，而且还使得日本进口商比危机前更多地分担汇率升值所带来的价格变动。由于石油煤炭制品的价格波动性太大，使得邹检验分析并不能确定传导弹性的结构性变化，但分段研究表明金融危机后无论是长期还是短期传导弹性都有了大幅提高，出口商也更多的承担日元升值所带来的出口价格下降的风险。从汇率传导弹性的具体数值来看，在日元升值的条件下，传导弹性增加的行业具体数值均大于1，表明日元升值1%，导致进口价格下降幅度超过1%，即意味着出口企业获得以实际货币计算的单位收入下降，出口企业完全承担了日元升值的汇率风险，进口商完全获得升值带来的好处，而机械类产品的传导弹性均小于1，表明出日元升值1%，导致进口价格下降幅度小过1%，出口企业获得以实际货币计算的单位收入有所上升，即日本进口商分担了部分日元升值的汇率风险。   此外，我们还可以发现各行业的汇率传导弹性在金融危机爆发后的变化是成直线形态，而不是缓慢变动，在2009年2月之后，汇率传导弹性保持了相对稳定的态势，有些行业出现了小幅回落，这表明汇率传导弹性水平的变化是在短时期内完成的。导致传导弹性急剧变化的原因可能包括两个，一是金融危机的冲击(包括范围和强度)对于很多贸易商来说有些出乎意料，次贷危机爆发后很多人认为只是一般性的金融危机，主要的冲击对象是金融机构，而不是一次巨大的经济危机，并伴随着急剧的实体经济和需求下降，所以很多产品价格直到2008年8月仍在上涨，但9月莱曼兄弟的破产使得全球对于次贷危机的预期发生急剧调整，很多产品价格开始大幅调整，但是到了2009年2月以后对金融危机的预期和判断比较稳定，产品的价格相对稳定，正如张明(2009)所指出:2009年春季被称为“金融海啸第二波”，以对应雷曼兄弟破产所引发的金融市场系统性危机。［14］   不过，由于投资者预期已经显著调低，很难有打破投资者预期的意外事件发生，所以2009年春季后汇率传导弹性受价格调整行为的稳定也开始稳定下来;二是日元汇率在2008年9月开始对美元和欧元(主要的标价货币)急剧升值，到2009年2月，日元对美元大约升值了30%，对欧元大约升值了40%，如图4所示，由于美元和欧元在日本进口标价中的比重，导致日元对进口标价货币的比率也急剧升值，同时也导致了日元汇率急剧升值的预期，但2009年3月以后日元对美元和欧元的汇率有所反弹并开始稳定，使得日元对进口标价货币比率逐渐稳定下来，汇率预期也开始稳定下来，汇率的急剧变动的现状和预期也可能会导致传导弹性的急剧变化。   四、对行业差异的原因解释   为什么不同行业在面对金融危机时表现出不同的变化状况呢，尤其是机械类产品的变化方向和其他行业正好相反，本文认为主要有两个原因。一是不同的行业市场价格维持能力不同，即各个行业的需求价格弹性差异较大，一般来说机械类行业的周期比较长，短期内受到的需求冲击相对于其他行业较小，另外机械类行业产品替代产品较少，因此机械类行业的需求价格弹性比较小。Oiet．al(2004)的研究为此提供了一些佐证，他们发现日本对东亚出口的长期需求价格弹性的行业差别很大(见图5)，机械类相关行业的需求价格弹性较低，出口商的市场维持能力较强，他们虽然没有计算各行业的进口需求价格弹性，但行业特征应该相差不大。［15］   从图1我们也可以看到，汇率传导弹性下降或者变化幅度较小的行业在遭遇金融危机冲击时，均保持实际价格的相对稳定。另外一个可能的解释是机械类行业的企业内贸易水平较高，机械类行业是日本跨国公司海外直接投资的重点行业，企业内贸易在机械类行业的贸易中比重非常高(见图6)。日本跨国公司从总体收益增加的角度出发，将企业内贸易的风险进行最佳配置，由于日本母公司具有更强的处理汇率风险的能力，海外子公司在向母公司出口时更多的使用美元或者所在国货币定价，从而将汇率风险转嫁给进口商－母公司，由母公司采取措施来控制和对冲汇率风险。在巨大的需求冲击和日元汇率单边升值两个不利影响的冲击下，海外子公司承担着巨大的经营压力，为减少汇率对子公司的价格影响，母公司倾向于保持实际的进口价格，自己承担日元升值风险，表现在进口汇率传导弹性上就是具体数值的减少。   五、结语   本文利用日本的进口数据，通过实证研究表明，作为重大需求冲击的金融危机确实给汇率传导造成了影响，但不同行业的反应是有巨大差别的，大部分行业进口传导弹性明显增加，而机械类产品的弹性则明显减少，说明大部分行业的进口商在危机后比危机前获得了更多的升值好处，出口商承担更多的汇率损失，但机械类行业的进口商从升值中获得的好处则要比危机要少，表明他们分担了部分出口商所面临的汇率损失。导致这种差异的原因可能在于不同行业的产品竞争力差异，也可能在于各个行业的贸易类型和贸易结构特点。#p#分页标题#e#   本文的研究清楚地表明不同类型的产品在金融危机期间的表现是不一样的，进行价格调整的程度和承担汇率变动风险的能力是有巨大差别的，可以说金融危机对那些资源型、劳动密集型和企业内贸易份额较小的行业冲击最大，而资本、技术密集型和企业内贸易份额较大的行业则冲击较小，这既显示了一国贸易结构对于防范汇率和需求冲击中的重要作用，同时也表明随着跨国公司在贸易中的作用越来越重要，汇率传导弹性也受到跨国公司行为的影响。

摘要：

当代国际金融市场的发展现状表现在资本跨境流动规模不断扩大、资本国际流动速度加快、国际金融自由化浪潮高涨等方面。随之而来国际金融体系也存在诸多问题，在国际货币金融体系严重失衡的状况下，身为发展中国家的中国最切实可行的方案还是积极参与国际金融的合作与协调。

关键词：

国际经济治理；金融自由化；金融创新

一、引言

自2008年金融危机爆发以来世界各国经济面临诸多问题，国际金融体系日益失衡，中国作为发展中国家也面临着国际收支失衡的问题，如何去规避主要汇率波动给中国带来的风险，如何去更好的参与世界货币体系的重新构建是我国急需解决的问题。因此作为发展中国家的中国要了解当代国际金融市场的发展状况，现有国际金融体系存在的缺陷，并且参与到多边金融体系治理中。

二、当代国际金融市场的发展

摘要：信息化时代大学生自主学习能力培养与提升尤为重要。本文基于自主学习模型，对《金融风险管理》课程进行改革设计与应用，教学中把握问题导向、激活、示范、运用、整合五大要素，通过学习通辅助教学、风险评估报告、案例分享、文献解读、辩论赛等混合教学模式的有益探索，分析课程教学改革成效，培养和提升学生的自主学习能力。

关键词：大学生；自主学习；教学改革

一、引言

信息化时代的到来，尤其是信息技术、网络技术、大数据等蓬勃发展，给传统教育带来巨大机遇和挑战。因此，如何在信息化时代培养大学生自主学习能力，成为当前高校教育亟待解决的问题。通过加强信息化和传统教育的深度融合，教师转变角色观念，革新教学手段和方法，利用信息化教学方式手段，引入启发式、研究型、讨论互动、翻转课堂等多元化的教学模式，进一步丰富课堂教学形式，调动学生学习的积极性和主动性，全面提升课程建设水平和人才培养质量。《金融风险管理》是金融类专业的核心课程，该课程从金融风险的不同种类出发，深入讲解信用风险、利率风险、流动性风险、汇率风险、操作风险等主要金融风险的识别、度量与管理，通过引导学生搜集、梳理、总结不同种类金融风险的案例，能够运用所学风险度量方法，对现实金融机构或企业的金融风险进行度量，并提出针对性的风险防范和管理对策建议，从而培养学生的风险思维，使其更精准地识别风险、精确的测度风险、精细的管理风险、精明地承担风险。为了培养和提升信息化时代学生的自主学习能力，本文以笔者所讲授的《金融风险管理》课程为例，实施课程改革实践。《金融风险管理》于2020年被评为湖北经济学院校级在线开放课程，通过对《金融风险管理》课程的教学改革实践，探究信息化时代高校教师如何通过课程设计与改革，培养和提升学生自主学习能力。

二、基于“首要教学原理”的课程改革设计

美国犹他州立大学Merrill教授提出以问题为中心的“首要教学原理”（FirstPrinciplesofInstruc-tion），定义了影响自主学习教与学的五个要素（如表1所示）。根据Merrill自主学习能力培养框架的“问题导向、激活、示范、运用、整合”五要素，以问题为中心，分别设计各个教学环节，培养学生的自主学习能力。第一，“问题导向”要素。该要素是整个课程教学的核心，课程设计中要围绕现实问题，学生运用所学知识和技能解决实际问题。第二，“激活”要素。以学生为主导，通过老师的引导，使学生从现有知识和经验中得到启发，激活新知识，主动解决问题，完成技能训练，帮助学生建立学习成就感和完成任务的价值感。第三，“示范”要素。通过慕课课堂、翻转课堂、案例讨论等混合式教学模式，帮助学生掌握新知识、新技能。第四，“运用”要素。通过组建学生团队，引导团队成员运用所学知识和技能，完成小组任务，解决实际问题。第五，“整合”要素。通过学生自己的主动学习和合作学习，开设翻转课堂，鼓励学生以PPT展示、公开讨论、辩论等多种方式汇报自己的分析成果。

三、《金融风险管理》课程改革实施路径

【摘要】国际金融学具有综合性，实践性的学科。学生在学习该课程时，普遍感到抽象，难以理解。教师如何在有限时间内，提高该课程的教学质量是一个重要问题。此文结合国际金融学的具体内容探讨如何将新的教学方法应用到该课程的教学中去。

【关键词】理论性;实践性;项目教学;案例教学

一、国际金融学的学科特点

第一，国际金融作为金融类本科专业设置的专业课，是一门综合性比较强的课程。既涉及宏观的知识内容国际收支问题，国际储备问题，汇率变动和影响问题，国际资本流动问题国际金融危机问题，国际债务问题。又包含微观的知识成分，如国际融资，外汇交易，外汇风险管理。第二，与实际联系紧密，具有很强的实践性。例如，套补的利率平价就具有很高的实践价值。根据对市场交易者的实际调查，套补的利率平价理论被作为指导公式广泛运用于交易之中，在外汇市场中处于市场创造者地位的大银行基本是根据各国间的利率差异确定远期汇率的升（贴）水额。第三，在国际金融领域内，金融工具不断创新，新鲜事物层出不穷。例如，2017年1月20日美国总统特朗普上台后的新政及其政策走向无疑对国际金融市场和全球经济治理造成剧烈冲击，甚至影响2017年全球资产价格。

二、国际金融学教学现状

第一，国际金融是一门综合性比较强的课程，内容涉及经济学，金融学，国际贸易等多个学科的内容，课程内容有很多地方与其他相关课程内容重复。比如涉及衍生外汇业务的内容就与金融学内容重复。这样重复的教学内容等于压缩了国际金融本身的重点知识和实践环节的课时数，从而影响了课程的教学效果。第二，仍然使用传统的教学模式，以教师讲授为主导，学生被动地接受结论与答案。教材仍只注重理论知识，课程考试内容笔试所占比例过高，过于强调书本知识与记忆性知识，忽视了学生知识的运用能力，学科的思维能力和探索创新能力。第三，国际金融市场日新月异，新现象不断出现，金融工具创新层出不穷，现有的教材都具有滞后性，不能跟上时代的发展。学生不能根据课堂所学知识，深入研究复杂的国际金融现象。

三、国际金融课程实践型教学法改革

摘要：信息化时代大学生自主学习能力培养与提升尤为重要。本文基于自主学习模型，对《金融风险管理》课程进行改革设计与应用，教学中把握问题导向、激活、示范、运用、整合五大要素，通过学习通辅助教学、风险评估报告、案例分享、文献解读、辩论赛等混合教学模式的有益探索，分析课程教学改革成效，培养和提升学生的自主学习能力。

关键词：大学生；自主学习；教学改革

一、引言

信息化时代的到来，尤其是信息技术、网络技术、大数据等蓬勃发展，给传统教育带来巨大机遇和挑战。因此，如何在信息化时代培养大学生自主学习能力，成为当前高校教育亟待解决的问题。通过加强信息化和传统教育的深度融合，教师转变角色观念，革新教学手段和方法，利用信息化教学方式手段，引入启发式、研究型、讨论互动、翻转课堂等多元化的教学模式，进一步丰富课堂教学形式，调动学生学习的积极性和主动性，全面提升课程建设水平和人才培养质量。《金融风险管理》是金融类专业的核心课程，该课程从金融风险的不同种类出发，深入讲解信用风险、利率风险、流动性风险、汇率风险、操作风险等主要金融风险的识别、度量与管理，通过引导学生搜集、梳理、总结不同种类金融风险的案例，能够运用所学风险度量方法，对现实金融机构或企业的金融风险进行度量，并提出针对性的风险防范和管理对策建议，从而培养学生的风险思维，使其更精准地识别风险、精确的测度风险、精细的管理风险、精明地承担风险。为了培养和提升信息化时代学生的自主学习能力，本文以笔者所讲授的《金融风险管理》课程为例，实施课程改革实践。《金融风险管理》于2020年被评为湖北经济学院校级在线开放课程，通过对《金融风险管理》课程的教学改革实践，探究信息化时代高校教师如何通过课程设计与改革，培养和提升学生自主学习能力。

二、基于“首要教学原理”的课程改革设计

美国犹他州立大学Merrill教授提出以问题为中心的“首要教学原理”（FirstPrinciplesofInstruc-tion），定义了影响自主学习教与学的五个要素（如表1所示）。根据Merrill自主学习能力培养框架的“问题导向、激活、示范、运用、整合”五要素，以问题为中心，分别设计各个教学环节，培养学生的自主学习能力。第一，“问题导向”要素。该要素是整个课程教学的核心，课程设计中要围绕现实问题，学生运用所学知识和技能解决实际问题。第二，“激活”要素。以学生为主导，通过老师的引导，使学生从现有知识和经验中得到启发，激活新知识，主动解决问题，完成技能训练，帮助学生建立学习成就感和完成任务的价值感。第三，“示范”要素。通过慕课课堂、翻转课堂、案例讨论等混合式教学模式，帮助学生掌握新知识、新技能。第四，“运用”要素。通过组建学生团队，引导团队成员运用所学知识和技能，完成小组任务，解决实际问题。第五，“整合”要素。通过学生自己的主动学习和合作学习，开设翻转课堂，鼓励学生以PPT展示、公开讨论、辩论等多种方式汇报自己的分析成果。

三、《金融风险管理》课程改革实施路径

［摘要］风险客观存在于油气管道勘察设计项目中，正由于项目的一次性特点导致其不确定性与其他的经济活动相比要大得多。一旦项目出现问题，就很难补救，所以风险管理就项目管理而言显得越发重要。文章从勘察设计承包方的角度，分析油气管道勘察设计项目合同风险管理的类型和特点，从合同生命周期的角度分析项目存在的管理风险并提供相关参考建议。

［关键词］油气管道勘察设计项目;项目合同;风险管理

1前言

项目在实现经营目标时，事项发生并影响战略和商业目标实现的可能性称为风险。合同风险管理是督导和控制项目合同风险的所有协调性活动，是确保油气管道勘察设计项目顺利进行的重要措施，它使项目决策者能够更好地考虑项目运行中的不确定性影响和未来事件发生的可能性，能够有效地对各种风险进行管理，做出正确的决策及实现项目的经营活动目标。目前我国油气管道勘察设计项目中的合同风险管理研究还较弱，对合同风险管理有较高的要求和挑战。

2油气管道勘察设计项目合同风险的类型及特点

2.1合同风险的类型

(1)按照合同生命周期可划分为:投标、谈判、签订、履行和终止风险。(2)按照风险涉及的当事人可划分为:业主风险、承包商风险、分包商风险。(3)按照风险的来源可包括来自经济、政治、法律、自然和社会等方面的风险。(4)按照风险是否可以管理可划分为:可管理风险和不可管理风险。前者是指用人的智能、知识等可以预测、可以控制的风险，如行为主体风险、管理风险和组织风险等;后者是指用人的智能、知识等无法预测和无法控制的风险，如不可抗力等。

【摘要】以实际工程为例，论文阐述了合同管理存在的风险，对国际工程承包合同管理进行了介绍，分析存在的问题并提出对应的解决措施，以促进国际工程承包管理体系的进一步完善与发展。

【关键词】国际工程；承包合同；合同管理

1引言

在国际工程项目施工过程中，合同管理控制是非常重要的一个环节。和国内一般工程项目相比，国际工程项目具有项目差异大、合同金额大、管理复杂、合同范围广、对管理人员要求高等特点。因此，在进行合同管理时，需要认清国际工程承包中存在的合同风险，制定相应的合同管理程序和规范，保证国际工程承包项目的经济效益。

2工程概况

某国际工程项目主要分为了MS1和MS22个施工分包合同。其中，MS1施工分包合同是中国石化和TR公司签订的分包合同，中石化从事MS1工作包，合同总投资成本约2.1亿美元，工程总施工工期为27个月，本文以此工程为例，对国际工程承包合同管理需要注意的事项进行分析。

3合同管理存在的风险

汇率作为联系国内外商品市场和金融市场的重要纽带，是开放经济中居于核心地位的经济变量。一国汇率制度的变动会直接影响国内经济和对外经济贸易往来以及一国金融体系的稳定完善，主要国家的汇率制度还会直接影响世界经济的发展。因此汇率制度的选择和改革是国际金融领域中一个非常重要的问题，也是我国经济走向开放过程中无法绕开的重大理论与现实课题。2005年7月21日中国人民银行公告，宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。此次人民币汇率制度改革在我国复杂的社会经济领域和新型发展的金融市场中间翻开崭新的一页。自此，人民币对美元的汇率摆脱长期在8.27附近的徘徊，开始了持续的升值过程。2006年5月15日一举突破1美元兑8元人民币大关，截至2008年第三季度初，与调整初期8.11元的汇价相比，人民币相对美元累计升值15.4%，2010年全年，人民币对美元升值幅度为3.1%，2011年4月29日，人民币对美元汇率中间价一举突破6.50重要整数关口，2011年前4个月人民币对美元汇率中间价累计升幅已达1.9%，加速升值态势明显。值得注意的是，自2011年8月人民币对美元汇率中间价突破6.4关口后，近半年时间人民币对美元汇率中间价始终于6.3至6.4区间反复震荡，双向波动特征十分明显。时至2012年2月10日，银行间外汇市场人民币对美元汇率中间价首度升破6.30，步入6.2时代，再创2005年汇改以来新高。分析人士认为，人民币升破6.3关口一定程度上打开了人民币对美元汇率继续走强的空间。经济学家也表示，美元已进入调整期，在美元走势疲软，中国经济数据好于预期，以及国家领导人访美的因素带动下，人民币中间价之后还有可能不断创出新高，承受升值压力。作为国内外经济“桥梁”的汇率是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，在国际金融和国际贸易中执行着价格转换的职能。各种宏观经济变量、微观经济因素及其政策制度的建立都会通过种种途径引起其变动，而它自身变动也会对一国经济产生诸多方面的影响，而一直以来，人民币汇率问题都是中美等国家贸易摩擦的焦点。   汇改后人民币对美元的升值变动，对我国进出口贸易势必产生重要影响，了解这些影响体系，就能够完整认识开放经济的运行特点制定相应的执行政策。本文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”看作特定的经济事件，选取我国对外贸易中的“出口贸易”为研究对象，采用汇改后相关时间段的出口贸易数据，建立统计计量模型，就“汇改事件”对我国出口贸易的影响进行实证研究，最后在研究结果的基础上给出相关政策建议。   1事件研究方法   事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆细信息对股票价格的影响时提出。其原理是根据研究目的，选择某一特定事件以研究事件发生前后某一段时间内样本股票价格或者收益率的变化，进而解释特定事件对样本股票价格或收益率的影响。此后事件研究方法被普遍应用于与企业有关事件和经济类事件的分析中，例如公司兼并与收购、盈利公布、新股增发、财务报表公布、资产重组、宏观经济变量和政策的变化等事件对股票价格的影响。综上，事件研究方法主要是指应用社会经济及金融市场的时间序列数据来研究某一特定的经济事件对其中目标对象的影响。就目前国内外研究状况来看，事件研究方法也大都被应用到研究与股票价格相关的特定事件对股价及其收益率的影响［5—10］。一般而言，事件研究包括定义事件以及事件研究窗口、选择研究样本对象、选择度量正常变化值的模型、估计异常变化量、检验异常变化量的显著性、结果与解释等几个步骤。   1.1定义所要研究   的具体事件及其相应的事件窗口根据研究目的选择特定的事件或者信息，然后就研究目标对象对事件或者信息的反应程度，确定对其进行检验的时间区间，这个时间区间称为事件窗。事件分析的时间轴可表示如图1。用t=0表示事件发生日期，t=T0到t=T1表示估计窗口，t=T1到T2表示事件窗。设L1=T1－T0，L2=T－T1分别表示估计窗和事件窗的长度。位于事件窗的异常变化用于衡量因事件发生而对研究对象的影响程度，估计窗口用于衡量事件未发生时的正常变化。如果还考虑事件对目标对象以后的更长影响则还可以设定从t=T2+1到t=T3为事件后窗口。   1.2正常预期值和异常变化量的度量   为了评价特定事件对所研究目标对象的影响，需要对异常变化量进行度量。假设事件没有发生或没有这个事件时，此时研究目标对象的值称为正常值，一般用事件没有发生时的预期值E［Vt|It］来表示。但现在由于事件发生了，其值成为事后或实际值Vt，异常值AVt则可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)显然如何设计和选择计算正常预期值的模型是整个事件研究法的基础性步骤。在计算正常预期值时，可根据研究事件和对象数据变化的不同选择合适的预期模型。   1.3检验异常变化量的显著性得出研究结论   得到异常变化量AVt序列后，就可以设立合适的统计检验量或者计量统计方法等对其显著性进行检验，根据检验结果可以得到实证研究结论。   2实证研究   根据事件研究方法的基本理论原理，以“2005年7月21日央行宣布人民币汇率制度进行改革”这一公告事件为特定事件，选择对外贸易出口为研究目标对象，通过设定事件各窗口的时间区域选择相应数据建立度量正常预期值的计量模型，然后计算异常变化值，最后检验得出人民币汇率制度改革后汇率持续升值变动对外贸出口影响效应的相关实证结论。   2.1数据选取与分析处理   中国人民银行于2005年7月21日宣布新的人民币汇率制度改革随即人民币升值约2%，考虑传导时滞，选取1999年1月到2005年7月为“汇改事件”的事件估计窗口，区间共计79个我国出口贸易额的月度数据，用于度量预期没有发生“汇改事件”时我国贸易出口额的实际演变状况;因为统计计量模型的预期值会随着区间增大而精度逐渐降低，故选取2005年8月至2008年7月为此“汇改事件”的事件窗口，区间共计36个出口贸易额的月度数据，用之与度量预期的出口额进行比较，以考察其它因素不变的情况下，汇改后人民币浮动对我国出口贸易的影响效益。就国内、外经济环境来看，此研究期间也没有再度发生影响我国进出口贸易状况的“大事件”，因此在研究结果的检验部分统统将之纳入随机扰动范畴。图2为1999年1月至2008年7月我国外贸出口额的月度数据演变趋势图，由图可知，外贸出口额的月度数据有着显著的季节趋势和长期增长趋势，季节趋势中每年春节期间是我国出口贸易额的低谷，其余基本保持循环增长态势。根据出口数据的实际特征，首先对原始出口额月度数据序列EXt进行对数化处理，消除其可能的异方差;再对其进行k=12的季节差分，得到对数同比增长率序列Rt定义如下:代替出口额原始数据，下面全部采用出口贸易额的月度对数同比增长率Rt来进行实证研究。加以区别，将估计窗口区间的对数同比增长率Rt标记为ERt，时间窗口区间的对数同比增长率Rt标记为RRt。因为要用估计窗口区间的数据进行预期度量模型的构建，出于实证数据平稳性的考虑，用ADF单位根检验法来考察估计窗口对数同比增长率ERt及其一阶差分的平稳性如图3所示。从表1可以看出，原序列ERt的ADF检验值都大于各显著性水平下的临界值，显示序列不平稳。而其一阶差分序列ΔERt的ADF检验值在1%显著水平下显著，拒绝存在单位根的原假设，为平稳序列。ERt为一阶单整I(1)序列，下面就通过平稳序列ΔERt进行事件估计窗口中度量模型的构建，然后对事件窗口中“没有事件影响”情况下的出口额对数同比增长率E［RRt|It］进行预期度量。#p#分页标题#e#   2.2预期度量模型的构建与结果检验   ARMA类模型是一种精确度较高的时序短期预测方法，其原理简单，应用方便、易于估计。因此实证将根据事件估计窗口时序数据的具体特征建立ARMA类模型作为预期度量模型，用于对没有“汇改事件”影响下出口贸易额的对数同比增长率进行预期度量。   2.2.1模型介绍   ARMA模型有三种基本类型:自回归(AR:Au-to-regressive)模型、移动平均(MA:MovingAverage)模型以及自回归移动平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回归(AR:Auto-regressive)模型。时间序列Yt是它的前期值和随机项的线性函数，一个p阶自回归模型AR(p)的表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)实参数φ1，φ2…，φp称为自回归系数，是模型的待估参数。随机项εt是相互独立的白噪声序列，为E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正态分布。随机项εt与滞后变量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相关。记Bk为k步滞后算子，即BkYt=Yt－k，则式(3)模型可表示为:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可简化为:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。(ii)移动平均(MA:MovingAverage)模型。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项的线性函数，一个q阶移动平均模型MA(q)表达式为:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)实参数θ1，θ2，…，θq为移动平均系数，是模型的待估参数。引入滞后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，则上述模型可简化为:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回归移动平均模型ARMA(p，q)。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项以及前期值的线性函数，即自回归移动平均过程ARMA(p，q)是由移动平均MA模型和自回归模型AR组合而成的，ARMA(p，q)表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)实参数φ1，φ2…，φp为自回归系数，θ1，θ2…θq为移动平均系数，都是模型的待估参数。引入滞后算子上述模型简化为:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)过程的平稳性完全取决于回归参数(φ1，φ2，…，φp)，而与移动平均参数无关。即ARMA(p，q)过程的平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。上述AR(p)序列的偏自相关函数(PACF)是p阶截尾的，自相关函数(ACF)呈指数或者正弦波衰减;而MA(q)序列刚好相反，ACF是q阶截尾的，PACF呈指数或者正弦波衰减;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是识别ARMA类模型及其定阶的主要工具。   2.2.2模型识别、参数估计及检验   由图4中ΔERt序列的AC—PAC分析图可以看出，ΔERt序列的样本自相关系数(AC)和偏自相关系数(PAC)都表现为拖尾性，因此选用ARMA类模型拟合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明显不为0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11时都明显不为0，因此需要利用Eviews5.0统计计量软件对所有可能滞后期的ARMA(p，q)模型进行多次试验拟合，最后以AIC、CS最小准则和模型参数通过显著性t检验为选择依据，筛选得到最优模型的参数估计及相关检验参考值如表2。由表2各估计系数都通过了显著性检验，同时拟合模型的判定系数R2=0.712907较大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒数都在单位圆内，拟合最后，应该对拟合模型的适合性进行进一步检验，即对模型的残差序列εt进行白噪声检验，若残差序列不是白噪声序列，则意味着残差中还存在有用信息没有被提取，需要进一步改进模型。常用的检验方法为Ljung-Box-Q统计量的χ2检验［12］。图5中最后两列用于χ2检验，包括Q统计量和检验的相伴概率。该残差序列样本量n为55不是很大，最大滞后期m可以取［n/4］即14，从图中k=14一行找到检验统计量Q的值为6.4377，从Prob列读出相应的拒绝原假设所犯第一类错误的概率为0.598，所以不能拒绝残差序列εt是白噪声序列的零假设，检验通过。   2.2.3异常增长率检验与实证结果   经过对度量模型类别的识别、定阶、参数估计和模型检验，获得较大满意的序列模型后，就可以对2005年8月至2008年7月事件窗区间中假定不受“汇改事件”影响的正常预期增长率序列E［RRt|It］进行预测度量，进而可以和实际增长率序列RRt进行比较，最后得到因为“汇改事件”的发生而影响的异常增长率序列ART．根据式(1)，定义异常增长率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通过Eviews5.0计量软件可以预测得到2005年8月至2008年7月事件窗区间内的正常预期增长率序列E［RRt|It］，图6为正常预期增长率序列E［RRt|It］和实际增长率序列走势变化图。由图6可以直观地看出，没有“汇改事件”也就是说不考虑此事件影响下的我国对外贸易出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方且垂直间距逐渐增大。前面已经说过二者之间有差距，还并不能说明“汇改事件”对我国出口贸易有影响效应，因为二者间可能存在现实环境下各种各样的随机扰动影响及实证研究操作误差。还须进一步对ARt序列是否为随机扰动的白噪声进行检验，如果为白噪声序列则说明在研究期间内“汇改事件”对我国出口贸易没有影响，反之若检验不通过，则说明2005年的汇率制度改革对我国对外贸易中的出口贸易产生影响。图7是对异常增长率ARt序列进行白噪声的χ2检验结果图，由图可以看出，所有检验的相伴概率与0无异，检验不通过，即可以认为异常增长率ARt序列不是随机扰动的白噪声序列。由此说明此次“汇制改革”确实对我国外贸的出口贸易产生影响。根据图6，出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方，且随着时间的推移差距有增大的趋势，说明这个影响为负向影响即有抑制出口贸易的效应，且随着时间推移影响有逐渐增大的趋势。但从图中也可以看出二者间的垂直差距不是太过大，通过计算ARt的均值仅为0.022370，同时说明了这种抑制负效应在短期内还不是很强烈。#p#分页标题#e#   3结论分析与政策建议   本论文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”作为特定的经济事件，通过构建恰当的预期统计计量模型，进而检验外贸出口异常增长率的显著性，就“汇改事件”对我国外贸出口的影响效应进行研究分析。研究结果表明，汇制改革后人民币对美元的升值变动，对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，且随着升值幅度的加大和时间的推移，有逐渐增大的抑制约束趋向，不过这种抑制负效应不是很强烈。人民币对主要货币美元的升值变动对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，根据相关经济学理论不难理解。人民币升值必将提高我国出口商品的外币价格，直接削弱出口产品的价格竞争优势，影响相对比较优势的发挥，加大开拓国际市场的难度，从而从整体上降低我国出口产品的出口竞争力，尤其是对技术含量低、附加值低、劳动密集型的行业企业造成较大的冲击。同时，由于对人民币升值速度和幅度缺乏判断依据，加大了出口产品定价难度，为出口企业带来汇率风险，因而也会影响出口企业的出口积极性。随着人民币汇率持续升值和升值区间的加大，我国出口产品的价格相对外币会进一步抬高，价格优势进一步地削弱，波动区间加大伴随的外汇风险也进一步地增强，无疑这种抑制约束效应也将不断增大。   至于短期内影响不是很强烈，一方面因为我国的经济增长方式一直是外贸主导型，内需不旺，我国过剩的产品对国际市场形成很强的依赖性，即使人民币升值，企业也难以通过提价将升值效应转移给国外进口商，只能牺牲利润换取市场份额;另一方面，与我国出口贸易方式的特殊性有关，在我国的出口贸易中，加工贸易占一半以上的比重，人民币升值又使得进口中间产品和原材料的成本降低，因此出口额不一定会减少。   鉴于以上研究结论与分析，为了应对新汇制下人民币升值波动给我国外贸出口带来的不利影响，我国应该加快外贸增长方式和经济增长方式的转变且继续深化改革与我国经济发展相适应、相协调的汇率机制。最主要的，我国的企业尤其是出口导向型企业要加快转变生产方式和经营机制。一方面可从目前的产品入手，通过技术革新，减少能耗、降级成本，以保持既有的竞争优势。另一方面要把更多精力放在研发高科技和高附加值产品上，通过加强技术创新，提高产品的技术含量和质量，创造品牌效应，调整结构，优化配置，从而得到改变出口结构，提高出口效益。做到把依赖增加数量和依靠价格竞争的出口模式转移到主要依靠提高产品质量、技术含量和经济效益的模式上来。同时，也可以利用人民币升值对进口有利的机会，引进先进技术和高新技术，增强自主创新能力和开拓出口品牌，以提升出口竞争力、提高国际竞争力和抵抗风险的能力，在以后的中美战略与经济对话及其它国际贸易活动与金融实务中赢得更多的合理性与更大的主动权。