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酒店餐饮店庆策划课件截止２００３年初，老孙家在国内已注册了１１个商标，涵盖２０大类近百种商品或服务项目．随着西部大开发的实施，老孙家正演绎着它发展历史上第二个百年．老孙家品牌战略的成败，是决定企业在本世纪能否依旧保持旺盛生命力的关键．二.项目调查面对西部大开发，老孙家品牌的发展同陕西的

餐饮业.乃至陕西商业.服务业一样，面临着良好的机遇和严峻的挑战．（一）面临的机遇１.随着市场经济的发展和人们消费水平的提高，名牌效应日益明显，使用名牌.享受名牌逐步成为一种社会时尚，久负盛名的老孙家

饭庄将进一步得到社会和消费者的推崇和青睐．２.西部悠久的文化，使越来越多的国内国际友人对西安充满向往．发达的交通以及黄金周的出现，使老孙家拥有前所未有的商机．３.老孙家饭庄的全体员工对“老孙家”具有深厚的感情，对弘扬品牌

.发展品牌具有崇高的历史责任感和社会责任感，成为老孙家企业形象公关的思想基础．４.此外，老孙家品牌形象在社会公众心目中占有较高的地位．最能代表西安文化形象的产品之中就有牛羊肉馍．人们普遍知晓去西安要吃牛羊

肉泡馍，吃牛羊肉泡馍要去老孙家．老孙家饭庄的牛羊肉泡馍已成为西安经济形象的标志性产品．（二）.遇到的挑战１.从消费者的角度来看：随着人民生活水平的提高和生活方式的改变，广大消费者对老孙家饭庄餐饮的品位提出了更高的要求．２.从企业自身的角度来看：老孙家要进一步统一企业形象．

３.从现在省内餐饮竞争者来看：省内餐饮业持续发展，单就西安市目前经营牛羊肉泡馍的饭店.餐厅不计其数．为了抓住机遇，迎接挑战，积极参与市场竞争，创造具有西部文化底蕴.实力雄厚.品质超凡.市场表现卓越.享誉国内外的

餐饮业名牌，集团公司决定以２００３年老孙家饭庄建店１００周年为契机，全年推出多层次.一系列的企业形象公关活动．三.项目策划（一）公关目标（对外）弘扬老孙家民族品牌，树立老孙家老字号的崭新形象，以店庆造市场

，以文化兴市场，（对内）强化老孙家泡馍美食精品意识，丰富老孙家企业文化内涵，激励老孙家集团的全体员工以百倍的信心迎接西部大开发的挑战．（二）公关策略为了达到这一目标，准备举办“老孙家杯”有奖征文.老孙家美食文化节.厨师争霸赛三项大的活动．这些公关活动的媒体选择上主要

以报纸为主，兼有电视台.电台,并辅以本公司宣传刊物．（三）具体计划全年系列公关活动分为三个阶段：第一阶段：在含有元旦.寒假.春节.元宵节等节假日的第一季度与«华商报»，西安文联联合举办“老孙家杯”新春

有奖征文活动；面向全社会开展«我与老孙家»征文．着手整理资料，编辑.出版«百年老孙家»一书．第二阶段：在农历５月１６，即老孙家创建日的６月１５日举办“老孙家建店１００周年店庆暨首届老孙家美食文化节开幕式”．第三阶段：在国庆

节黄金周举办首届厨师争霸赛．具体计划安排表四.项目实施年初，集团公司在工作会议上针对全年公共关系系列活动进行动员．针对每一活动分别成立了由总经理或副总经理牵头的.由不同业务部室有关人员组成的专门工作负责组具体实施．（一）“老孙家杯”有

奖征文活动（２００２年１２月－－２００３年３月）２００２年１２月２０日刊登“«华商报».老孙家集团.西安文联联合举办‘老孙家’新春有奖征文活动”通知．［引起注意］２００３年１月１日发布“‘老孙家杯’新春有奖征文评委会名单”．［突出权威性，公正性］２００３年１月８日“

‘老孙家杯’新春有奖征文作品”选登之一．［首次活动提示］２００３年１月１５日“‘老孙家杯’新春有奖征文作品”选登之二．［再次提示活动正在进行中］２００３年１月２０日“‘老孙家杯’新春有奖征文作品‘

选登之三．［提示活动截稿日期将至］２００３年１月３１日（农历除夕）公布“‘老孙家杯’新春有奖征文活动获奖作品及名单”．２００３年２月１０日公布“‘老孙家杯’新春有奖征文活动获奖作者名单”．２００３年２月２０日

公布“‘老孙家杯’新春有奖征文颁奖会消息．［活动结束］２００３年２月２５日西安经济广播电台播放“‘老孙家杯’新春有奖征文颁奖会记者现场采访录音．着手整理资料，编辑«百年老孙家»一书，在老孙家饭庄１００

年店庆日当天举行首发仪式．（二）老孙家建店１００周年店庆暨首届老孙家美食文化节开幕式”时间：６月１５日９：３０－１１：００地点：东大街老孙家饭庄一楼大厅出席人员：西安市委.市政府有关委办局.所辖区委.区政府的领导和负责同志.新闻单位的记者及老孙家

分店成员代表出席．具体安排：１.唱«集团歌»２.董事长致辞３.西安市商业联合会致贺词４.西安市领导致贺词５.向集团总厨师长.副总厨师长.各分店厨师长授聘书.绶带６.«百年老孙家»一书首发式老孙家特色菜品推出仪式（２００３年６月１５

日）时间：１５：００－－１８：００地点：老孙家饭庄钟楼分店２０８房间出席：集团公司领导.有关部门负责人.少量政府机构领导内容：１.集团主管介绍推出老孙家特色菜的重要意义及安排２.总厨师长讲解老孙家特色菜品的制作.口味特点３.来宾观摩特色菜品制作过程，并品尝用餐“美食

文化节”活动（６月１５日－－２２日）推出活动：１.精品泡馍优惠销售２.餐饮业知名大厨精彩绝活表演３.发放“老孙家会员卡”４.赠送百年纪念品５.开展由顾客参加的趣味烹饪.老孙家知识竞赛活动６.现场抽奖活动（三）老孙家首届厨师争霸赛时间：２０

０３年１０月１日１０：００地点：钟鼓楼广场地下一层出席：各成员店管理部门代表，各分店总厨师长.副总厨师长，各烹饪技校负责人，西安美食家协会负责人，电视台.报社记者内容：１.集团主管致开场白，宣布比赛规则及比赛开始２.各烹饪技

校参赛选手进行比赛３.由评委及观众品评４.宣布比赛结果，颁奖５.当众与获奖选手签聘书电视台.报社记者对这一活动作全程报道，活动在当晚西安电视台播放，第二天的«华商报»对此做报道．tettXY10因此，自适应预期模型

最初表现形式是：由于预期变量是不可实际观测的，往往作如下自适应预期假定:)(11ettetetXXrXX其中：r为预期系数（coefficientofexpectation）,0r1。该式的经济含义为：“经济行为者将根据过去的经验修改他们的预期”，即本期预期值

的形成是一个逐步调整过程，本期预期值的增量是本期实际值与前一期预期值之差的一部分，其比例为r。这个假定还可写成：ettetXrrXX1)1(将ettetXrrXX1)1(tettXY10得：代入•

•将（*）式滞后一期并乘以(1-r),得：11101)1()1()1()1(tettrXrrYr(**)以(*)减去（**），整理得：ttttvYrrXrY110)1(1)1(tttrv其中可见自适应预期模型转化为自回归模型

。tetttXrrXY])1([110(*)••（2）局部调整(PartialAdjustment)模型局部调整模型主要是用来研究物资储备问题的。例如，企业为了保证生产和销售，必须保持一定的原材料储备。对应于一定的产量或销售量Xt，存在着预期的最佳库存Yte。局部调整模型

的最初形式为：ttetXY10Yte不可观测。由于生产条件的波动，生产管理方面的原因，库存储备Yt的实际变化量只是预期变化的一部分。)(11tetttYYYY或：1)1(tet

tYYY(*)储备按预定水平逐步进行调整，故有如下局部调整假设：其中，为调整系数，01将(*)式代入ttetXY10ttttYXY110)1(可见，局部调整模型转化为自回归

模型••2.自回归模型的参数估计考伊克模型：对于自回归模型：tqiitittYXY110估计时的主要问题：滞后被解释变量的存在可能导致它与随机扰动项相关，以及随机扰动项出现序列相关性。ttttvYXY10)1(1tttv自

适应预期模型：ttttvYrrXrY110)1(1)1(tttrv局部调整模型：ttttYXY110)1(存在：滞后被解释变量Yt-1与随机扰动项t的异期相关性。因此，对自回归模型的估计主要需视滞后被解释变量与随机扰动项的不同关系进行估

计。以一阶自回归模型为例说明:0),cov(1ttvv显然存在：0),cov(1ttvY(1)工具变量法若Yt-1与t同期相关，则OLS估计是有偏的，并且不是一致估计。因此，对上述模型，通常采用工具变量法，即寻找一个新的经济变量Zt，用来代替Yt-1。参数估计量具有一致性。对于一阶自

回归模型：ttttYXY1210••在实际估计中，一般用X的若干滞后的线性组合作为Yt-1的工具变量:ststttXXXY221101ˆ由于原模型已假设随机扰动项t与解释变量X及其滞后项不存在相关性，因此上述工具变量与t不再线

性相关。一个更简单的情形是直接用Xt-1作为Yt-1的工具变量。••（2）普通最小二乘法若滞后被解释变量Yt-1与随机扰动项t同期无关（如局部调整模型），可直接使用OLS法进行估计，得到一致估计量。上述工具变量法只解决了解释变量与t相关

对参数估计所造成的影响，但没有解决t的自相关问题。注意：事实上，对于自回归模型，t项的自相关问题始终存在，对于此问题，至今没有完全有效的解决方法。唯一可做的，就是尽可能地建立“正确”的模型，以使序列相关性的程度减轻。例5.2.

3建立中国长期货币流通量需求模型经验表明：中国改革开放以来，对货币需求量(Y)的影响因素，主要有资金运用中的贷款额(X)以及反映价格变化的居民消费者价格指数(P)。长期货币流通量模型可设定为：tttetPXY210由于长期货币流通需求量不可观测，作局部调

整:)(11tetttYYYY(*)(**)将（*）式代入（**）得短期货币流通量需求模型：tttttYPXY1210)1(表5.2.2中国货币流通量、贷款额、居民消费价格指数历史数据单位：亿元，上年=100年度贷币流通量Y民民消费价格指数P贷款

额X年度贷币流通量Y民民消费价格指数P贷款额X1978212.0100.7185019902644.4101.317680.71979267.7101.92039.619913177.8105.121337.81980346.2107.5241

4.319924336.0108.626322.91981396.3102.52860.219935864.7116.132943.11982439.11023180.619947288.6125399761983529.81023589.919957885.3

116.850544.11984792.1102.74766.119968802.0108.861156.61985987.8111.95905.6199710177.6103.174914.119861218.41077590.8199811204.299.486524.

119871454.5108.89032.5199913455.598.793734.319882134.0120.710551.3200014652.7100.899371.119892344.0116.314360.1对局部调整模型：运用OLS法估计结果如下：

15638.010.360714.04.3700ttttYPXY（-2.93）(2.86)(3.10)(2.87)tttttYPXY1210)1(最后得到长期货币流通需求模型的估计式：ttetPXY75.821637.03.8483注意：尽管

D.W.=1.733，但不能据此判断自回归模型不存在自相关(Why?)。但LM=0.7855，=5%下，临界值2(1)=3.84，判断：模型已不存在一阶自相关。如果直接对下式作OLS回归ttttPXY

210tttPXY19.541427.066.5611（-4.81）(58.79)(5.05)得，可见该模型随机扰动项具有序列相关性，四、格兰杰因果关系检验自回归分布滞后模型旨在揭示：某变量的变化受其自身及其

他变量过去行为的影响。然而，许多经济变量有着相互的影响关系GDP消费问题：当两个变量在时间上有先导——滞后关系时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双向的？即:主要是一个变量过去的行为在影响另一个变量的当前行为呢？还是双方的过去行为在相互影响着

对方的当前行为？格兰杰因果关系检验（Grangertestofcausality）对两变量Y与X，格兰杰因果关系检验要求估计:titmiimiititYXY111(*)titmiim

iititXYX211(**)可能存在有四种检验结果：（1）X对Y有单向影响，表现为（*）式X各滞后项前的参数整体为零，而Y各滞后项前的参数整体不为零；（2）Y对X有单向影响，表现为（**）式Y各滞后项前的参数整体为

零，而X各滞后项前的参数整体不为零；（3）Y与X间存在双向影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体不为零；（4）Y与X间不存在影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体为零。格兰杰检验是通过受约束的F检验完成的。如:titmiimiititYXY111针对中X滞后项前

的参数整体为零的假设(X不是Y的格兰杰原因)。分别做包含与不包含X滞后项的回归，记前者与后者的残差平方和分别为RSSU、RSSR；再计算F统计量：)/(/)(knRSSmRSSRSSFUURk为无约束回归模型的待估参数

的个数。如果:F>F(m,n-k)，则拒绝原假设，认为X是Y的格兰杰原因。注意：格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感。不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果。因此，一般而言，常进行不同滞后期长度的检验，以检验模型中随机误差项不存在序列相关的滞后期长度来选取滞后

期。例5.2.4检验1978~2000年间中国当年价GDP与居民消费CONS的因果关系。表5.2.3中国GDP与消费支出（亿元）年份人均居民消费CONSP人均GDPGDPP年份人均居民消费CONSP人均GDPGD

PP19781759.13605.619909113.218319.519792005.44074.0199110315.921280.419802317.14551.3199212459.825863.719812604.14

901.4199315682.434500.719822867.95489.2199420809.846690.719833182.56076.3199526944.558510.519843674.57164.4199632152.368330.41

98545898792.1199734854.674894.21986517510132.8199836921.179003.319875961.211784.7199939334.482673.119887633.114704.0200042911.989112.519

898523.516466.0