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这个不难，我擅长．
统计学作为一门综合性很强的学科，其运用范围非常广泛，不少学生在写作统计学论文时，都困在了选题这一步，其实就统计学而言，可供作为论文题目的热词有很多，如：企业管理、实证研究、统计估计、统计分析、计算机应用、支持向量机、数学模型、GIS、多元分析、统计报表等等，学术堂精选了20个优质“统计学毕业论文题目”，供大家参考。1、药品检验中常用的统计学方法及其应用2、应用统计学在现实生活中的应用分析3、浅谈统计学在金融领域的应用4、统计学在实验室质量控制中的应用5、论应用统计学PDTR教学模式的必要性和可行性6、水产生物统计学课程中学生统计思维能力与应用意识的培养研究7、地质统计学在某铜矿床资源量估算中的应用熊8、基于地质统计学的采空区储量估算9、密井网条件下地质统计学岩性反演在河道砂体预测中的应用10、地质统计学在稀土矿储量计算研究应用11、地质统计学在矿床品位估算中的应用研究12、地质统计学在细脉型矿体模拟中的应用:以新疆梅岭-红石铜矿为例13、地质统计学地震反演技术在溱潼南华地区薄砂层的预测应用14、朝阳沟油田扶余油层组深度域地质统计学反演15、基于DMine软件下地质统计学在矿山储量计算中的应用
时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 G.E.P.Box 和 G.M.J enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 EViews5.0 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。2.ARMA拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 0.05。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - 2.136479 - 4.161144 - 3.506374 - 3.183002 11.20582非平稳1 - 2.764521 - 4.165756 - 3.508508 - 3.184230 11.171892 - 2.101495 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512 11.180023 - 2.418890 - 4.175640 - 3.513075 - 3.186854 11.205434 - 2.230514 - 4.180911 - 3.515523 - 3.188259 11.27059表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - 5.714836 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - 5.448501 - 3.574446 - 2.923780 - 2.599925 - 1.536478 - 1.458512平稳 1 - 3.832346 - 3.577723 - 2.925169 - 2.600658 - 1.662966 - 1.5448712 - 3.398029 - 3.581152 - 2.926622 - 2.601424 - 1.770517 - 1.6115043 - 3.324520 - 3.584743 - 2.928142 - 2.602225 - 1.747432 - 1.546692图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 6.876% , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - 1.536412 - 1.321820 - 1.135728最优为 AR(1)MA(1)SC - 1.458445 - 1.282837 - 1.097119Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob.AR(1) 0.586643 0.115236 5.090781 0.0000R- squared - 0.226023 Mean dependent var 0.104967Adjusted R- squared - 0.226023 S.D. dependent var 0.111688S.E. of regression 0.123668 Akaike info criterion - 1.321820Sumsquared resid 0.718807 Schwarz criterion - 1.282837Log likelihood 32.72369 Durbin-Watson stat 2.132697Inverted AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 4975.63 4904.72 - 1.436.8762003 5401.71 5125.82 - 5.122004 6309.92 5496.78 - 12.892005 6687.78 6374.83 - 4.682006 7497.00 6728.05 - 10.26年度 GDP 值 7497.00 8026.08 8359.59增长率(%) — 7.06 4.16表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28
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时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 G.E.P.Box 和 G.M.J enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 EViews5.0 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。2.ARMA拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 0.05。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - 2.136479 - 4.161144 - 3.506374 - 3.183002 11.20582非平稳1 - 2.764521 - 4.165756 - 3.508508 - 3.184230 11.171892 - 2.101495 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512 11.180023 - 2.418890 - 4.175640 - 3.513075 - 3.186854 11.205434 - 2.230514 - 4.180911 - 3.515523 - 3.188259 11.27059表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - 5.714836 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - 5.448501 - 3.574446 - 2.923780 - 2.599925 - 1.536478 - 1.458512平稳 1 - 3.832346 - 3.577723 - 2.925169 - 2.600658 - 1.662966 - 1.5448712 - 3.398029 - 3.581152 - 2.926622 - 2.601424 - 1.770517 - 1.6115043 - 3.324520 - 3.584743 - 2.928142 - 2.602225 - 1.747432 - 1.546692图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 6.876% , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - 1.536412 - 1.321820 - 1.135728最优为 AR(1)MA(1)SC - 1.458445 - 1.282837 - 1.097119Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob.AR(1) 0.586643 0.115236 5.090781 0.0000R- squared - 0.226023 Mean dependent var 0.104967Adjusted R- squared - 0.226023 S.D. dependent var 0.111688S.E. of regression 0.123668 Akaike info criterion - 1.321820Sumsquared resid 0.718807 Schwarz criterion - 1.282837Log likelihood 32.72369 Durbin-Watson stat 2.132697Inverted AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 4975.63 4904.72 - 1.436.8762003 5401.71 5125.82 - 5.122004 6309.92 5496.78 - 12.892005 6687.78 6374.83 - 4.682006 7497.00 6728.05 - 10.26年度 GDP 值 7497.00 8026.08 8359.59增长率(%) — 7.06 4.16表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28
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统计学作为一门综合性很强的学科，其运用范围非常广泛，不少学生在写作统计学论文时，都困在了选题这一步，其实就统计学而言，可供作为论文题目的热词有很多，如：企业管理、实证研究、统计估计、统计分析、计算机应用、支持向量机、数学模型、GIS、多元分析、统计报表等等，学术堂精选了20个优质“统计学毕业论文题目”，供大家参考。1、药品检验中常用的统计学方法及其应用2、应用统计学在现实生活中的应用分析3、浅谈统计学在金融领域的应用4、统计学在实验室质量控制中的应用5、论应用统计学PDTR教学模式的必要性和可行性6、水产生物统计学课程中学生统计思维能力与应用意识的培养研究7、地质统计学在某铜矿床资源量估算中的应用熊8、基于地质统计学的采空区储量估算9、密井网条件下地质统计学岩性反演在河道砂体预测中的应用10、地质统计学在稀土矿储量计算研究应用11、地质统计学在矿床品位估算中的应用研究12、地质统计学在细脉型矿体模拟中的应用:以新疆梅岭-红石铜矿为例13、地质统计学地震反演技术在溱潼南华地区薄砂层的预测应用14、朝阳沟油田扶余油层组深度域地质统计学反演15、基于DMine软件下地质统计学在矿山储量计算中的应用
时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 G.E.P.Box 和 G.M.J enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 EViews5.0 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。2.ARMA拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 0.05。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - 2.136479 - 4.161144 - 3.506374 - 3.183002 11.20582非平稳1 - 2.764521 - 4.165756 - 3.508508 - 3.184230 11.171892 - 2.101495 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512 11.180023 - 2.418890 - 4.175640 - 3.513075 - 3.186854 11.205434 - 2.230514 - 4.180911 - 3.515523 - 3.188259 11.27059表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - 5.714836 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - 5.448501 - 3.574446 - 2.923780 - 2.599925 - 1.536478 - 1.458512平稳 1 - 3.832346 - 3.577723 - 2.925169 - 2.600658 - 1.662966 - 1.5448712 - 3.398029 - 3.581152 - 2.926622 - 2.601424 - 1.770517 - 1.6115043 - 3.324520 - 3.584743 - 2.928142 - 2.602225 - 1.747432 - 1.546692图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 6.876% , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - 1.536412 - 1.321820 - 1.135728最优为 AR(1)MA(1)SC - 1.458445 - 1.282837 - 1.097119Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob.AR(1) 0.586643 0.115236 5.090781 0.0000R- squared - 0.226023 Mean dependent var 0.104967Adjusted R- squared - 0.226023 S.D. dependent var 0.111688S.E. of regression 0.123668 Akaike info criterion - 1.321820Sumsquared resid 0.718807 Schwarz criterion - 1.282837Log likelihood 32.72369 Durbin-Watson stat 2.132697Inverted AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 4975.63 4904.72 - 1.436.8762003 5401.71 5125.82 - 5.122004 6309.92 5496.78 - 12.892005 6687.78 6374.83 - 4.682006 7497.00 6728.05 - 10.26年度 GDP 值 7497.00 8026.08 8359.59增长率(%) — 7.06 4.16表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28
晕了，毕业论文最好还是自己动手写哦，这个很能锻炼人的。网上这类的论文一般要收费的，一般从几十到几百不等，不过我没请人写过，所以不知道具体的网址和价格。
标题中没有“不公平”，但是摘要或者关键词中有。序号 篇名 作者 刊名 年/期 1 2404例农民工急诊医疗现状调查与对策研究 蒋树源 医学与哲学(人文社会医学版) 2008/10 2 我国城镇卫生筹资公平性研究——基于医疗保健支出累进度的测算 吕文洁 财经研究 2009/02 3 医疗保险制度公平:国内近年研究的若干进展 张立 财经政法资讯 2006/04 4 我国当前城乡医疗保障制度的衔接问题探析 彭明春 科技信息(学术研究) 2008/36 5 我国医疗卫生服务体制改革问题分析——基于公平与效率视域的分析 罗娟 劳动保障世界 2008/11 6 中国农村医疗筹资公平性研究——基于全国八个农业县医疗筹资系统的实证研究 王晶 社会学研究 2008/05 7 中国农村医疗保险制度的现状和建议 李二曼 中国新技术新产品 2008/08 8 我国卫生保健服务不公平性的主要表现及对策 孙喜琢 中国医院管理 2008/08 9 从分散到统一:荷兰基本医疗保险制度改革对我国的启示 尹莉娟 中国卫生事业管理 2008/02 10 城镇职工基本医疗保险个人账户的公平性与效率分析 李跃平 中国全科医学 2008/05 11 台湾医疗健保制度之公平性:一个初步分析 李瑞全 医学与哲学(人文社会医学版) 2007/12 12 从社会和谐的角度看待现行的医疗保险制度 刘穗 中医药管理杂志 2007/09 13 试析我国医疗保障制度的公平性 张茂松 中州学刊 2007/05 14 我国社会保险制度公平性刍议 冉岚 中国经贸导刊 2007/17 15 新型农村合作医疗保险制度问题及建议 花俊 合作经济与科技 2007/19 16 用正义分配理论分析我国城镇职工基本医疗保险的公平性 刘平 中国全科医学 2007/13 17 浅析农村公共医疗卫生的公平性 何珩 农村经济与科技 2007/06 18 我国城乡贫困人口医疗保障研究 房莉杰 人口学刊 2007/02 19 我国医疗卫生服务如何不公平? 汪大海 中国社会导刊 2006/24 20 我国医疗保障公平性研究 刘玉恩 中国卫生法制 2006/05 序号 篇名 作者 刊名 年/期 21 突破自愿性的困局:新型农村合作医疗中参合的激励机制与可持续性发展 方黎明 中国农村观察 2006/04 22 社会保障制度的不公平对收入分配公平性的负效应分析 袁琳琳 商场现代化 2006/24 23 我国城镇职工基本医疗保险公平性存在的问题及原因分析 刘平 中国全科医学 2006/09 24 我国卫生服务公平性探析 刘玉恩 医院管理论坛 2006/04 25 对医疗卫生改革与发展的若干思考 郭宝才 中国卫生资源 2006/02 26 政策导向、汲取能力与卫生公平 王绍光 中国社会科学 2005/06 27 我国医院实行三级价格歧视的理论研究 王文祥 卫生经济研究 2005/10 28 社会医疗保险公平性与政府保险政策建议研究 吴传俭 中国卫生经济 2005/04 29 现行医疗保险制度的缺失及对策 李凯峰 中国卫生经济 2005/06 30 重视贫困问题和不公平性的研究 胡善联 卫生经济研究 2004/08 号 篇名 作者 刊名 年/期 1 我国现行三种医疗保险制度的现状及并轨的框架研究 唐尧根 中国医药技术经济与管理 2008/09 2 我国城镇基本医疗保险改革现状的分析 钱秋华 现代商业 2008/33 3 农村医疗保险现状与对策 马侠 现代经济信息 2008/08 4 浅谈灵活就业人员医疗保险现状与对策 张炜 内蒙古科技与经济 2008/14 5 长春市老年人医疗保险制度的现状及改革措施 李柏昌 中国老年学杂志 2008/14 6 浅谈基本医疗保险制度现状及存在的主要问题 孙晓谦 内蒙古统计 2008/04 7 中国农村医疗保险制度的现状和建议 李二曼 中国新技术新产品 2008/08 8 从老年人的卫生服务利用现状看社会医疗保险 张桂萍 中国实用医药 2008/25 9 灵活就业人员参加基本医疗保险的现状和对策 周静锋 卫生经济研究 2008/07 10 上海医疗保险现状问题和发展建议 鲍勇 中华全科医学 2008/08 11 国外医疗保险模式现状 庞浩 天津社会保险 2008/02 12 从水利事业单位医疗保险体系分析医疗保险现状 滕玉珊 黑龙江水利科技 2008/03 13 湘西州农村医疗保险现状、问题及对策研究 谢江 边疆经济与文化 2008/06 14 基于因子分析的我国城镇职工基本医疗保险现状的实证研究 周以林 中国卫生经济 2008/01 15 对我国社会医疗保险的若干思考——论我国社会医疗保险的现状、存在问题及完善思路 李琴 清江论坛 2008/01 16 昆山市流动人口医疗保险现状及其参保意愿分析 李存艳 中国全科医学 2008/09 17 浅议贫困农村医疗保险改革现状 阿木吉尔图 农业科技与信息 2008/10 18 青岛市医疗保险现状及发展策略 马涛 科技信息(科学教研) 2008/12 19 农村医疗保险的现状、问题及对策——以滁州市为例 黎娜 滁州学院学报 2008/01 20 福州市大学生医疗保险现状调查研究 王方刃 医学与社会 2008/01 序号 篇名 作者 刊名 年/期 21 医疗保险:中国现状、国际潮流及改革之路 杨宇霆 保险研究 2007/06 22 我国医疗保险现状分析及对策研究 王安红 华商 2007/24 23 浅析国内医疗责任保险发展现状 黄锐 中国卫生监督杂志 2007/06 24 大学生医疗保险制度现状、问题与对策 易建明 淮北煤炭师范学院学报(哲学社会科学版) 2007/05 25 我国大学生医疗保险制度现状及改革的探讨 蔡声霞 中国校医 2007/05 26 从老年人的医疗需求现状看社会医疗保险 王灿 科技广场 2007/08 27 我国医疗责任保险发展现状 张云林 中国医院 2007/09 28 我国学生医疗保险制度改革探索——北京大学学生医疗保险现状调查报告 江南 理论界 2007/10 29 我国医疗责任保险的现状及发展展望 冯华楠 沈阳工程学院学报(社会科学版) 2007/03 30 北京某三甲医院医疗保险自费项目的现状调查与分析 曾俊群 中国医院管理 2007/06 31 美国的医疗保险制度现状及引发的思考 张群 中国卫生经济 2007/06 32 商业医疗保险在我国城镇社会保障体系中的现状及完善对策 李丁页 海南金融 2007/05 33 医疗责任保险研究现状述评 王琬 湖北社会科学 2007/06 34 我国城镇职工基本医疗保险费用结算办法现状及对策研究 周钟进 中国卫生经济 2006/12 35 牡丹江市森工系统医疗保险现状分析 谷振春 中国卫生经济 2006/10 36 浅谈《国家基本医疗保险药品目录》使用现状与改进建议 高巍然 卫生软科学 2006/06 37 高校学生医疗保险制度改革的现状和方向探析 李均 经济师 2006/12 38 太原市城市低保人群医疗保险现状研究及对策建议 芦国庆 中共太原市委党校学报 2006/S1 39 我国医疗职业责任保险的现状及展望 郜玉珍 中国护理管理 2006/10 40 北京市大学生医疗保险现状调查及政策分析 赵永生 中国青年研究 2006/09 序号 篇名 作者 刊名 年/期 41 医疗责任保险保费测算现状及建议 严敏婵 卫生经济研究 2006/08 42 高校医疗保险现状及改革 李洁 医药世界 2006/06 43 美国医疗保险制度现状、改革及给我们的启示 冯国忠 上海医药 2006/07 44 关于医疗保险定点医疗机构管理现状及对策的研究 周丽 辽宁行政学院学报 2006/08 45 某市三所医院《国家基本医疗保险药品目录》使用现状分析 高巍然 第四军医大学学报 2006/13 46 大学生医疗保障现状与医疗保险需求的调查分析 陈丽娟 中国西部科技 2006/05 47 厦门市医疗保险现状及分析 肖玉梅 卫生经济研究 2006/04 48 农村医疗保险 理想和现实还有多远——中国农村医疗保障现状及其解决方法 刘冰 小城镇建设 2006/03 49 县级医疗保险工作的现状与发展对策 李青山 当代经理人(中旬刊) 2005/04 50 灵活就业人员医疗保险现状调查分析 毛瑛 卫生经济研究 2005/12 51 日本高龄者医疗保险制度:现状、困境、对策 林宪鹏 日本研究 2005/03 52 护理人员对医疗责任保险的认知现状分析及对策 王若乔 南方护理学报 2005/11 53 医疗保险参保现状的社会效应分析 唐蜜 国际医药卫生导报 2005/21 54 青岛市医疗保险管理的现状与对策 宋丽丽 现代医药卫生 2005/20 55 浅析黑龙江农垦医疗保险现状 周海英 农场经济管理 2005/05 56 上海市企业医疗保险定点内设医疗机构现状与发展 王拥庆 上海预防医学杂志 2005/09 57 我国医疗保险制度的现状及发展策略 赵艳红 中国科技信息 2005/14 58 北京市医疗保险基金运行的现状、问题与展望 高梦滔 卫生经济研究 2005/07 59 医疗保险个人账户现状与完善探讨 刘蓉 人口与经济 2005/04 60 日本医疗保险体制的现状与改革 宋金文 日本学刊 2005/03
行政管理毕业论文一、前言 保险投资在保险公司的经营中占有举足轻重的地位。但是目前我国保险公司资金运作现状并不尽如人意，保险公司作为一个商业企业，其根本目的在于追求利润的最大化，随着市场竞争的加剧，保险公司利润已不能单纯依靠收取的保险费与一定概率下的保险赔付差额，而是越来越倚重于保险投资的有效运营。因为保险与给付之差，其利润率是一定的，而且还有减少的趋势，而保险投资的运营，其预期的利润率却是无限大的，所以只有安全有效地进行各种投资运营才能使保险资金获得长期稳定的增长，使保险公司获得较高的利润。可见有效的资本运营是现代保险业的支柱，是保险经营发展的生命线。 二、我国保险投资的历史和现状 （一）我国保险投资的历史沿革 建国初期，我国保险企业的资金按规定只能存入银行，所得利息全部上缴国家财政，无任何保险投资可言。经过20年的停办以后，我国保险业随着改革开放而获得新生。中国人民保险公司1980年开始恢复办理国内保险业务，并积极发展国外保险业务。 1984年11月，国务院批转的中国人民保险公司《关于加快发展我国保险事业的报告》中指出：“总、分公司收入的保险费扣除赔款、赔偿准备金、费用开支和纳税金后，余下的可以自己运用”。1985年3月国务院颁布的《保险企业管理暂行条例》又从法规的角度明确了保险企业可以自主运用保险资金。这不仅是我国保险体制改革的一次重大突破，也是增强我国保险业活力的一项战略性措施，对加快我国保险业发展产生了深远的影响。我国保险企业投资大体可以分为以下几个阶段。 1、初步发展阶段：1984年至1988年底 中国人民保险公司在取得投资权后，从1984年下半年开始，总公司在北京、江苏等地尝试性地开展投资（包括贷款）业务，部分省、自治区、直辖市以及计划单列城市分公司也相继开展保险投资业务。 在这一阶段，中国人民银行对保险企业的投资活动实行严格管理，一是对资金运用规模实行计划控制，例如1986年人行对人保下达2亿元投资额度。二是对资金运用的方式与方向作了严格规定。1986年人保的资金运用被限定为投资地方自筹的固定资产项目。1987年批准试办流动资金贷款业务和购买金融债券。这一阶段的经营效益不大理想，资产运用率和投资收益水平都比较低。以1986年为例，中国人民保险公司国内业务汇总的资产运用率只有9.23%，投资收益率仅为0.83%。 2、调整整顿阶段：1988年底至1990年底 由于面临治理整顿的经济环境和紧缩信贷规模的局面，加之保险业本身经营效益不佳，我国保险投资业务于1988年底进入调整整顿阶段。其内容和措施有：总结前几年资金运用工作的经验和教训，严格执行信贷计划，严肃利率政策，把资金转投到流动资金贷款方面，坚持“十不贷”和注意“重点倾斜”并采取了担保和银行承兑汇票抵押等手段，努力提高资金运用的安全性与收益性。在这一阶段，中国人民保险公司的资金运用工作除办理流动资金贷款业务外，大部分工作放在对原有投资贷款项目的清理的催收上。资金运用的范围被限定为流动资金贷款、企业技术改造贷款、购买金融债券和银行同业拆借。 3、进一步发展阶段：1991年至1995年 经过两年多的调整整顿，加之宏观经济形势的好转，保险投资业务于1991年开始进行新的发展阶段。在这一阶段，保险投资在保险界得到了普遍认同和重视。两家新成立的全国性保险公司——中国平安保险公司、中国太平洋保险公司先后加入了保险资金运用的行列。保险投资规模不断扩大，1992年底。人保、平保、太保三家保险公司的资金运用余额达109.46亿元。保险投资的范围有所拓宽，证券投资得到较大发展，保险投资收益得到提高。 4、规范发展阶段：1995年至今 随着1995年《保险法》的出台和实施，各保险公司遵照《保险法》调整业务，以符合《保险法》的要求。《保险法》的实施，为我国保险投资业务的规范与健康发展奠定的基础。 （二）我国保险公司保险投资现状 1、决策机制薄弱 目前许多保险公司尚未建立一套规范有效的决策机制，人保财险公司直到2003年下半年才成立了专门的保险投资公司。决策的盲目性、被动性、随意性十分突出，在仅能投资债券的时期，这类决策机制不会体现任何危机，对于资产规模迅速壮大的保险公司来说，更是掩盖了其决策的弊端：决策机制落后，决策反馈机制尚未建立，在保险公司进入基金市场后会充分暴露出来。 2、保险投资渠道狭窄 1998年以前，保险公司的资金运用渠道限于：银行存款、买卖政府债券、金融债券和国务院规定的其他资金运用形式。2000年3月1日起实行的《保险公司管理规定》，保险公司的资金运用，限于银行存款、买卖政府债券、金融债券、买卖中国保监会指定的中央企业债券和国务院规定的其他资金运用形式。而西方国家保险公司资金运用的法定渠道则较广泛。如美国、日本就规定保险公司可进行政府债券、公司债券、股票、抵押贷款、不动产、保单放贷等业务。 3、保险资金利用率低 保险资金的利用率，在国外基本上达到90%，而在我国还不到50%。有限的保险资金主要用于银行存款。据统计，1998年人保、平保和太保三大保险公司保险资金的40%—60%局限于现金和银行存款，保险资金基本上无“运用”可言。截止到1999年底，中国人民保险公司的资金运用率还不到20%。为了保证保险资金的安全，保险公司将大量资金存于银行，由银行进行专业的资金运用，而保险公司只能获得固定的较低的存款利息，银行存款的利息已经远远不能使保险资金保值、增值了，保险公司必须开拓出投资新领域来保证其资金的收益性、安全性。 4、保险投资缺乏相应人才 保险投资涉及到存款、国债、证券等多个领域，因此保险投资人才必须对国家经济发展有远见，对各行业发展有底数，才能有胆略，有灵活性，善于捕获商机，在资本市场上获得丰厚的回报。而我国保险公司由于历史原因，现有员工基本上由军转干部、金融机构及政府部门调入和正规大学毕业生三部分组成，且前两部分约占公司员工的70%，年龄大都在40周岁以上。这样的人力资源结构，呈现出明显的弊端，即知识结构老化，缺乏创造力。保险公司要想从保险投资中获益，就必须引进相应人才，同时注重公司内部年轻人才的培养。 免费公文网版权所有5、保险公司管理水平落后，影响保险投资收益 由于我国长期实行计划经济体制，管理体制落后，投资缺乏科学决策，许多公司在科学决策、内部约束机制方面比较薄弱。由此出现了许多领导项目贷款、人情贷款等。这些项目贷款很多无法收回投资本息，甚至成为呆账、坏账。管理水平的落后，影响了投资收益。 中国的保险公司要生存，保险事业要发展，客观上要求保险资金实现有效运用，但是这并不是说中国马上就完全放开对保险资金运用的限制，还有一些地方需要去完善，还有一些制度需要制定，这是一个渐进的过程。 三、建立我国保险投资体制的构想 （一）保险投资客观上需要建立有效投资体制 所谓保险投资体制是指保险投资活动运行机制和管理制度的总称。保险投资机制建立的目的在于提高保险投资的收益，降低投资风险。 保险公司的承保业务与投资业务是现代保险业的两个重要特征，其中保险投资业务已经成为现代保险公司生存和发展的重要手段。一方面，保险投资业务的发展，将扩大保险公司的盈利，增加保险公司偿付能力和经营和稳定性。同时，保险公司收入的增加，将使保险公司有能力降低保险费率，减轻被保险人的负担，提高保险公司的竞争能力。我国保险业如果没有投资收益作为基础，加入WTO后，在承保业务上很难与国外保险公司进行价格（费率）竞争。另一方面，保险投资业务的发展和获利可以弥补业务上亏损，维持保险公司的生存和发展。如1987年英国两大保险公司保险业务亏损分别为0.64亿英镑和1.08亿英镑，而投资利润为2.04亿英镑和2.49英镑，盈亏相抵后，还有不小的综合盈利。从近期国际保险业的发展特点来看，保险公司的主要收益已经从传统的承保收益逐步转移为投资收益，如美国产险业务自1978年以来连续21年出现承保亏损，主要收益来自于投资收益。 由于保险经营是一种负债经营，因而保险资金的运用除了考虑投资的收益外，还必须保证投资的安全性。因此，市场的开放，投资工具的增加和投资规模的不断扩大，客观上需要保险公司进一步加强投资机制的建设，提高化解风险的能力，保证保险资金实现安全性和投资收益的协调。 （二）保险业应尽快建立、健全保险企业的制度和规范 建立和完善中国保险投资体制是一个系统工程。只有保险公司建立了现代企业制度，加强经营管理，才可能为高水平、高效益的保险投资提供根本制度保证。如何加强经营管理，我个人认为可以包括以下内容： 第一、加大公司运作的透明度和社会舆论的监督作用，运用法律武器，严惩那些损害股东权益的行为，有效地维护股东的权益。 第二、建立和完善对经理层的约束和激励机制，彻底改变旧的用人机制，让市场和竞争来决定经理的选拔，使经理的报酬与公司的业绩直接挂钩。 第三、加强管理创新，按照现代企业制度的要求，摒弃旧的、传统的管理模式及其相应的管理方工和方法，创建新的管理模式及其相应的方式和方法。 （三）进一步拓宽资金运用渠道 保险资金运用是保险公司稳健经营的基础，是关系到保险公司经营状况的重要因素。 由于我国保险业起步较晚,加之其它种种原因,目前我国保险资金运用存在的问题是证券投资基金规模太小；保险公司无法控制入市资金的风险；在目前封闭式基金占据主流的情况下，保险公司只能被动的分红，其变现很难实现；保险资金的运用渠道过窄；保险资金中短期性行为严重。 针对这些问题，必须进一步拓宽保险资金的运用渠道，加快资金入市步伐，使我国保险业能够持续快速发展。 1、保险资金入市 （1）保险资金入市可以增强保险公司的盈利能力，如果运用得当，还可有效解决保险公司所面临的“利差损”问题。在《保险法》规定的范围内进行投资，仅每年的利差损就有3至6个百分点，这为保险公司的长期发展埋下了巨大隐患。在银行存款的利率为2.25%，国债的买卖收益最多不过6%-7%，在同业拆借市场上，因资金量有限，所以收益率微乎其微。而在2000年保险公司投资证券基金的平均收益达12%。因此，保险资金入市，从长远来看，对保险公司增加盈利能力、解决“利差损”具有重要的意义。 （2）保险资金入市可以有效改善保险公司资产结构。如果允许保险资金按严格的比例进入证券市场，可以在一定程度上缓解资金闲置的压力。因为保险资金进入证券市场是进行股权的交易，在证券市场机制作用下，根据保险资金运用原则，保险公司必然将资金投入到效益好、有成长性的企业中去，这样客观上就使保险资产得到了相应的改善。 （3）从长期来看，保险资金入市对于启动保险消费将起到一定的促进作用。保险资金入市无疑使国家找到一种对资金更有效的配置方法，从而使部分社会资金与证券市场之间形成纽带。在这个纽带的连接过程中，不但可以改变整个社资金的结构，还可以使经济发展得到更大的保障，以便使国家、企业、个人以及保险公司更好的发展。 （4）保险资金入市，可以增强我国保险公司的国际竞争力。随着我国加入WTO，保险业面临着更大的冲击，承受着更大的压力。保险公司除了用提高服务质量来争取保单，扩大客户群外，其所得到的保费收入如何获取最大的安全收益是关键问题。在发达国家，保险资金的投资渠道较我国畅通的多，除了存入银行和购买国债外，还可涉足证券市场甚至房地产业。所以，保险资金入市，可以增强我国保险公司与国外保险公司的竞争实力，更好地奠定加入WTO后的经济基础。 （5）保险资金入市可有效缓解证券市场中资金供给与需求之间的矛盾，有助于稳定证券市场。随着保险业的不断发展，可入市的保险资金的规模将越来越大，必将会改善证券市场的资金结构，它对证券市场的长期发展所起的作用也会越来越明显。 2、保险资金进入短期拆借市场。 尽管保险公司都有较高的信誉，但上前还不能以信用方式进入短期拆借市场，而须有抵押。如果能直接以信用方式进入短期拆借市场，可以为保险公司提高资金运用效率提供方便。 3、扩大可投资的企业债券范围。 目前保险资金只可购买铁路债券、电力债券和三峡债券，应扩大到其他的企业债券。尽管企业债券质地有好有坏，或者说存在风险，但应相信保险公司有一定的鉴别能力。 4、进行资产委托管理。 免费公文网版权所有资产委托就是保险公司以合同的形式把资金委托给专业的资产管理公司进行运作。它的最大好处是保险公司省心省力，不必事事躬亲，同时由专业公司进行操作，也可确保较高回报。 （四）培育专门资金运用人才 我国加入WTO将使保险业面临更加严峻的考验，保险公司如何作好准备，采取措施，搞好投资收益，上面已经从体制和机制创新、拓宽资金运用渠道等多方面进行了探讨，但要确保这些对策措施具有现实的针对性、决策的参考性和实施的可操作性，关键在人，关键取决于目前保险公司干部职工队伍的素质。因此，首先要改变干部队伍年龄老化问题，采取买断工龄、提前内退等方式，分流一批年龄老化的人员，以保证队伍的生机与活力；其次，要从管理入手，通过秘诀革，建设与国际接轨的一流现代化商业保险公司的高效精简的机关管理体制，尽快与国际经济接轨；再次，要注重人才的引进和使用，以及后备干部和后备人才的储备。目前，当务之急是要围绕加快效率的长远目标，建立结构合理高素质的干部队伍；以及培养选拔一批优秀的中青年干部，建立数量充足、结构合理的后备干部队伍，构建既有长期培养对象，又有近期可以上岗的人才储备库《保险行政管理毕业论文:论保险公司保险投资 (1)》来源于免费范文网
企业财产保险对国民经济发展起着稳固的作用，同时加强对企业财产保险需求进行分析具有很强的现实意义。下面我给大家分享关于财产保险的论文范文，大家快来跟我一起欣赏吧。
再谈财产保险的责任保险发展
摘 要：责任保险的发展与宏观经济形势有着很大的相关性。随着经济的发展，公众法律意识、自我意识的提高，对责任保险的需求越来越大;政府对转变经济增长模式的需要也要求责任保险市场迅速发展。
作为保险公司应该加强对责任保险的探究，改进责任保险技术，培养精通责任保险、法律知识以及各种与责任保险有关的专业知识的人才，使财产保险的责任保险得到健康发展。
关键词：财产保险 责任保险 发展 建议
责任保险的全面开展是保险业发展到高级阶段的重要标志，它的出现与国家经济实力、法律制度、国民的法制意识息息相关。责任保险的开展为顺利地解决各类民事赔偿责任事故提供了一个有力的保障和支持渠道。
目前我国的供销市场，已经开始从卖方市场转向买方市场，由量的需求转变为质的需要。只有通过刺激消费，同时促进生产者提高产品质量，提升产业水平和服务质量，才能达到发展经济的目的。因此，健全法制，倾向于消费者，尽量满足他们的索赔要求将成为国家法律服务的主要目标。此时也正是保险公司大力开发该市场的最佳时机。
一、产品责任保险
目前，产品责任保险的费率不是运用数理统计方法测算出来的，而是根据经验和市场竞争情况确定的。这样的费率无法反映标的风险的大小，保险公司也无法有效地控制风险。由于没有科学的风险评估手段，对风险较小的标的，本来可以以较低费率承保，却因为与标准费率相差太大而不敢承保;而外资保险公司有一套风险评估技术，则敢于承保，造成中资和外资保险公司的费率相差很大。而对于风险较高的标的，却因为无法评估或竞争需要，而盲目以低费率承保，造成亏损。产品责任保险的发展是与相关法律的健全紧密相连的,相比保险发达国家的严格产品责任原则，我国的产品责任法仍不够完善。主要体现在以下几个方面：一是在归责原则方面，已承认产品责任不是合同责任，但仍未明确规定产品责任适用严格责任。二是在产品的概念方面，《质量法》第2条规定：“本法所称产品是指经加工制作，用于销售的产品。建筑工程不适用本法规定。”而日本、美国等国对“产品”的定义则很宽泛，包括一切进入流通领域的物品，不论是加工的还是自然的产物。三是我国产品责任立法比较分散，内容也不够系统、完整，有些条文在表述上也不够清晰。
二、公众责任保险
我国自上个世纪80年代初开始试办公众责任保险 (场所责任保险)，深受公众的欢迎，前景看好。但由于受公众意识的局限，公众责任保险开展得还不够普及。虽然有些涉外单位投保责任保险意识比较强，但还是远远不够。
三、雇主责任保险
改革开放以来，中国的经济结构发生了很大变化，各类合营企业、合作企业、股份企业、租赁企业等在整个经济结构中所占的比重日益上升，在这些单位工作的雇员队伍越来越庞大，他们享受不到国家劳动保险待遇，保障他们的正当权益已成为越来越严重的社会问题。因此，发展和完善雇主责任保险成为当务之急。
要大力发展雇主责任保险，立法是关键，责任保险与法律制度紧密相关，只有存在着对某种行为以法律形式确认为应负经济上的赔偿责任时，有关单位或个人才会想到通过保险来转嫁这种风险，责任保险才能因此产生和发展，雇主责任保险也不例外。而在我国，在雇主责任立法方面，存在以下问题：
1.没有专门的雇主责任法，劳动法则仅适用于国家机关、事业单位以及国有、集体企业，而目前大量增加的非公有制企业雇员的权益很难得到保障，造成保险人在经营雇主责任保险时，一般只能以民法为法律基础，以雇主与雇员之间的雇佣合同作为法律依据。
2.保险人承保的仍然是一种合同责任，还未上升为法律责任。从法律上讲，雇员要求赔偿的权利不是基于雇佣合同产生的，而是基于劳动保护所享有的权利;雇主所承担的责任也不是因其违反雇佣合同所产生的义务;而是因其违反了法律赋予的一切人不得损害他人合法权益的普遍义务;雇主所侵犯的是雇员的人身权和财产权。
3.雇主与雇员之间的雇佣合同，其条文不够完善、规范，差异较大，赔偿标准很不统一，因而既不利于雇主责任保险的经营和发展，又不利于保护广大雇员的正当权益。
4.雇主责任保险仍未成为强制保险。在发达国家，为了保护雇员的合法权益，都在劳工法或雇主责任法中规定雇主必须投保雇主责任保险。但我国只有少数地区规定非公有制企业的雇主必须投保雇主责任保险。随着这些雇员的不断增加，他们的权益保障将成为一个重要的问题。
四、职业责任保险
由于职业责任保险需要相当高的专业技术知识，并且风险比较特殊，因此在我国仍处于试办阶段，险种很少，业务量也比较小。目前，已经开办的职业责任保险有：律师职业责任保险、会计师职业责任保险和医师职业责任保险等，但这些只是在小范围内，在职业责任保险的开发方面进行了有益的尝试。
五、开发责任保险市场的时机已成熟
当下传统的有形财产保险市场趋于饱和，寻找新的业务增长点是财产保险的当务之急。
1.从需求方面看，责任保险市场有潜在的和预期的需求。现在责任保险市场需求不旺，人们投保时首先考虑自身，对于“第三者”考虑还不够多，这与人们的经济实力和保险意识紧密相连。但不可否认，责任保险市场有潜在和预期需求。所谓潜在需求，即有支付能力但目前无强烈购买动机的需求，这正是开发责任险市场的意义所在。
从长期看，一定时期后有可能产生的有支付能力的需要即预期需求。保险市场规模还将进一步扩大，保险险源仍处在增长阶段，责任保险有着大力发展的空间。
2.从供给方来看，责任保险供给数量与质量不足，可发展空间大。在财产保险中，责任保险属较新险种，规模较小，开辟面较窄。在保险市场主体不断增多，市场竞争不断增强的今天，传统有形的财产保险深度、保险密度已经在较稳定的前提下，竞争的余地在变小，而只有开发较新的险种，不断积累经验，才能在竞争中处于主动地位。
3.法律制度日益健全，为开发责任保险市场提供了较充分的法律依据。责任保险中所谓的“责任”，是一种法律的创造，它体现着社会的规范标准。责任保险与法律制度和法制环境息息相关。健全的法律制度是责任保险的基础。尤其是民法和各种专门的民事责任法律和法规。我国除《民法通则》外，已陆续出台了《产品质量法》、《消费者权益保护法》、《医疗事故处罚条例》等几十部关于损害赔偿的民事法律法规，为责任保险市场的发展奠定了初步的法律基础。
4.从责任保险的承保风险来看，目前我国判定的民事责任伤害赔偿金额都较低，不会出现人身伤害的巨额赔偿。这与我国特定的社会制度有关。同时，核保人在承保时也会对标的风险进行认真分析，通过限定承保条件来有效地控制风险。再加上强大的国际再保险的支持，没有任何的责任保险是高不可及的。
六、我国责任保险开发的建议
1.充分认识责任保险市场的发展潜力，在公司内部加强有关责任保险的研究和开发。改变以往单纯争取市场份额的粗放型经营方式。只有提高经营管理水平，开发新的领域和险种，不断细分市场，才能在新一轮的发展中立于不败之地。在财产保险中，责任保险市场潜力巨大，可以成为财产保险市场新的增长点。在资源配置上向责任保险倾斜，加强探讨。
2.加强对民事责任法律的研究，培养法律方面的人。
首先在设计险种时，为了准确地把握责任保险市场的需求，合理控制风险，了解相应的法律法规，制定合理的条款，需要精通法律的专业人员。保险公司如果有专门的法律人才关注相关法律的完善情况，才能根据需求开发相应的险种。由于责任保险涉及法律法规的内容比较多，条款的制定有其特殊性。只有精通法律的专业人员参与开发，才能保证条款的适用性和严密性，才能有效地控制风险。另外，有条件的公司可以挑选一些资深的核保人员派送出去进修法律专业，培养出既懂法律又懂保险的专业人才，以利于险种开发和风险控制。
其次，由于险种不同，其相关的法律法规也不尽相同，因此，需要专业人员进行研究。比如在产品责任 保险方面，重点研究国外的有关产品责任的法律法规，原因是不同国家产品责任的规定不同，尤其是发达国家，往往采用绝对责任，其规定比较严格，应该认真加以研究。在公众责任保险方面，重点研究有关公共场所的相关规定，比如旅游 管理部门的有关规定和条例，旅馆业、娱乐业等针对旅馆、饭店、娱乐场所的规定等等。在雇主责任保险方面，重点研究《劳动法》以及雇员劳动保障方面的法规。在 职业责任保险方面，重点研究各职业管理条例，明确各职业必须承担的赔偿责任。
3.引进比较成熟的险种和经营方式加以改造，以符合中国多样化的市场要求。
引进国外的成功 经验，借鉴他们的条款，并结合中国的具体情况加以改造。目前企业对财产保险认识比较深刻，但对责任保险仍然认识不够。保险人能否考虑借鉴英美综合责任保单，为企业设计一揽子责任保险 计划，采取菜单的形式，让企业选择投保的项目，以利于责任保险的推广。
4.根据客户的不同需求，分类别、分步骤开发责任保。
由于 经济 发展水平、公众对保险认识程度的差别，决定了责任保险的开发不可能完全统一，必须根据不同的客户，有针对性的开发。比如开发产品责任保险，可以从出口产品的企业入手;开发公众责任保险，可以从涉外企业入手;开发雇主责任保险，可以从外资、合资企业入手;开发职业责任保险，可以从对外交往比较多，了解国际惯例的职业入手。原因是这些领域对责任保险的接受程度较高，推广起来相对容易。
责任保险的设计比较复杂，在开发时可以根据不同客户、不同情况设计专门的保险单，以适应多样化的需求。另外，也可以考虑在财产主险中附加责任保险，让被保险人对责任保险有一个逐步了解的过程。
总之，中国的责任保险目前的发展还不是很充分。从国际责任保险市场的发展趋势来看，责任保险越来越成为财产保险中非常重要的一类，占财产保险保费的份额会越来越大。责任保险的技术逐步提高，向综合保障过渡，各险种之间的界限趋向于模糊。责任保险的特点是风险难于控制，所以在美国造成了巨额索赔不断增多。但由于美国政府和保险行业的努力，以及经济发展的需要，保险公司责任无限的情况正在改变，责任保险的发展也更加理性。
由此，我们可以看到责任保险的发展与宏观经济形势有着很大的相关性。中国经济发展的趋势为责任保险的发展创造了一个较好的条件。随着经济的发展，公众法律意识、自我意识的提高，对责任保险的需求越来越大;政府对转变经济增长模式的需要也要求责任保险市场迅速发展。在这种有利的宏观条件下，必将迎来责任保险迅速发展的时期。作为保险公司应该加强对责任保险的探究，改进责任保险技术，培养精通责任保险、法律知识以及各种与责任保险有关的专业知识的人才，使财产保险的责任保险得到健康发展。
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统计学作为一门综合性很强的学科，其运用范围非常广泛，不少学生在写作统计学论文时，都困在了选题这一步，其实就统计学而言，可供作为论文题目的热词有很多，如：企业管理、实证研究、统计估计、统计分析、计算机应用、支持向量机、数学模型、GIS、多元分析、统计报表等等，学术堂精选了20个优质“统计学毕业论文题目”，供大家参考。1、药品检验中常用的统计学方法及其应用2、应用统计学在现实生活中的应用分析3、浅谈统计学在金融领域的应用4、统计学在实验室质量控制中的应用5、论应用统计学PDTR教学模式的必要性和可行性6、水产生物统计学课程中学生统计思维能力与应用意识的培养研究7、地质统计学在某铜矿床资源量估算中的应用熊8、基于地质统计学的采空区储量估算9、密井网条件下地质统计学岩性反演在河道砂体预测中的应用10、地质统计学在稀土矿储量计算研究应用11、地质统计学在矿床品位估算中的应用研究12、地质统计学在细脉型矿体模拟中的应用:以新疆梅岭-红石铜矿为例13、地质统计学地震反演技术在溱潼南华地区薄砂层的预测应用14、朝阳沟油田扶余油层组深度域地质统计学反演15、基于DMine软件下地质统计学在矿山储量计算中的应用
时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 G.E.P.Box 和 G.M.J enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 EViews5.0 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。2.ARMA拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 0.05。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - 2.136479 - 4.161144 - 3.506374 - 3.183002 11.20582非平稳1 - 2.764521 - 4.165756 - 3.508508 - 3.184230 11.171892 - 2.101495 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512 11.180023 - 2.418890 - 4.175640 - 3.513075 - 3.186854 11.205434 - 2.230514 - 4.180911 - 3.515523 - 3.188259 11.27059表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - 5.714836 - 4.170583 - 3.510740 - 3.185512表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - 5.448501 - 3.574446 - 2.923780 - 2.599925 - 1.536478 - 1.458512平稳 1 - 3.832346 - 3.577723 - 2.925169 - 2.600658 - 1.662966 - 1.5448712 - 3.398029 - 3.581152 - 2.926622 - 2.601424 - 1.770517 - 1.6115043 - 3.324520 - 3.584743 - 2.928142 - 2.602225 - 1.747432 - 1.546692图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 6.876% , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - 1.536412 - 1.321820 - 1.135728最优为 AR(1)MA(1)SC - 1.458445 - 1.282837 - 1.097119Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob.AR(1) 0.586643 0.115236 5.090781 0.0000R- squared - 0.226023 Mean dependent var 0.104967Adjusted R- squared - 0.226023 S.D. dependent var 0.111688S.E. of regression 0.123668 Akaike info criterion - 1.321820Sumsquared resid 0.718807 Schwarz criterion - 1.282837Log likelihood 32.72369 Durbin-Watson stat 2.132697Inverted AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 4975.63 4904.72 - 1.436.8762003 5401.71 5125.82 - 5.122004 6309.92 5496.78 - 12.892005 6687.78 6374.83 - 4.682006 7497.00 6728.05 - 10.26年度 GDP 值 7497.00 8026.08 8359.59增长率(%) — 7.06 4.16表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28
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6. 加强县域统计提高统计数据质量
7. 关于统计信用与统计数据质量研究
8. 统计数据质量是统计工作的生命
9. 统计工作中统计思想的重要作用分析
10. 提高统计人员素质做好企业统计工作
11. 统计思想在统计工作中的应用
12. 统计意识在概率统计课程教学中的作用
13. 经济类非统计专业统计学教学探索
14. 加强基层统计管理 提高统计数据质量
15. 注重统计方法，认真搞好统计
16. 基层水利统计单位如何做好水利统计工作