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1.
本文讨论强度为随机变量X,应力为复合χ^2-更新过程Y(t)的半随机过程可靠性模型的结构可靠度一致估计问题。获得在设计基准期[0,T]内结构可靠度表达式和结构可靠度的一致估计。 相似文献
2.
设X~ECp(u1,Σ,φ),即X服从椭球等高布分;X1,X2,…,Xn是来自X的样本,作:T^20=(X-u)′Σ^-1(X-u),(X=1/nΣ^ni=1Xi)本文将在一定条件下,给出T^20的密度函数。 相似文献
3.
论算法的发展(Ⅰ):组合优化的基本方法 总被引:2,自引:2,他引:0
用π^(t)-集合表示具有规定性质π^(t)的集合,π^(t)-对象是指具有规定结构的π^(t)-集合本身是具有空结构的π^(t)-对象。组合优化的问题XYZ是指:对于每一个π^(t)-集合,从其诸π^(2)-对象中找出π^(3)-优者。以最小生成的问题XYZ是指:对于每一个π^(2)-对象中找出π^(3)-优者,以最小生成林问题,平面凸壳问题及整序问题为实践背景,对于问题XYZ的一个实例S,把集 相似文献
4.
陈光曙 《数理统计与应用概率》1995,10(4):71-80
设{Xk,Fk,k≥0}是(Ω,F,P)上的鞅差序列,在本文中我们讨论了以{Xk}为系数的幂级数S(β=Σ∞k=0βkXk,当β↑1时的渐近行为,本文证明了:如果│Xk│≤c,E(X^2k│Fk-1)=1,则有下面的重对数律成立limβ↑1√1-β^2/√2loglog(1-β^2)-1S(β)=1a.s。 相似文献
5.
对于一般的G-M模型Y-N(Xβ,σ^2V),V≥0,当Sβ不是线性可估的时,本文分别得到了矩阵损失下(Sβ,σ^2)的联合估计(LY+a.YAY)的估计类中和在一切估计的类中可容许的充要条件,以及在二次损失LY+a-Sβ+(YAY-σ^2)^2下和估计类中可容许的充要条件。 相似文献
6.
设X1,...,Xn是一组独立的随机变量序列,设EXi=0,VarZi=μ2,i=1,2,...,n,其中μ2是待估参数,当Xi,i=1,2,...n给定后,分别用Dn=n∑i=1Vi(Xi-X)^2-1/nn∑i=1(Xi-X)^2及Un=n∑i=1(Xi-X)^2及Un=n∑i=1Vi(Xi-n∑i=1ViXi)^2-1/nn∑i-1(Xi-X)^2两种形式的随机加权分布来逼近Tn=1/nn∑ 相似文献
7.
一类指数型整函数值算子的逼近性质 总被引:2,自引:0,他引:2
设(Uσf)(x)=Σ↓k∈Zf(Xk)Aσ(X-Xk),Xk=2kπ/σ,k∈Z,σ〉0,f是R上的有界函数,而Aσ(y)=2/σ∫σ0sin^m(σ-X)h/sin^m(σ-X)h+sin^mxhcosxydx,m为奇自然数,0〈h〈π/σ,本文研究了此插值算子的收敛与饱和问题。 相似文献
8.
构造了S^1上S^3|H-丛的所有复结构的模空间,其中丛的转换函数u:s^3/H→S^3/H是S^3/H的一个对合,HU(2),H为有限群且在S^3/H上的作用是自由的。真不连续的。 相似文献
9.
本文讨论了连续两指标速降过程X=(Xz,Fz,z∈R+^2)的Snell包的构造问题。令γ'z=essup-↓σ∈Σ,σ≤zE(Xσ│Fz),其中Σ为(Fz)z∈R+^2有限停点全体。本文首先证明了Г'=(γ'z,Fz,z∈R+^2)有连续适应修正J=(Jz,Fz,z∈R+^2)。然后,利用上鞅收敛定理与Walsh可选样本定理,证明了γz=JzˇXz,z∈R+^2是控制X的最小正则上鞅,即X的Sn 相似文献
10.
强相依高斯序列超过数点过程与部分和的联合渐近分布 总被引:7,自引:3,他引:4
(Xn)为标准化平稳高斯序列,pn=EX1Xn+1,Nn为X1,X2,…,Xn对水平un=x/an+bn的超过数形成的点过程,Mn^(k)为X1,X2,…,Xn的第k个最大值,Sn=(n)∑(i=1)Xi,pnlogn→r∈(0,∞)时,得到Nn与Sn、Mn^(k)与Sn的联合渐近分布。 相似文献
11.
设(X)n≥0是d维格子点上相应于正则变差函数b(n)=n^1/βS(n)的稳定随机游动,称为(Xn)n≥0的二重时集,时文讨论了A^dβ的离散Hausdofrr维数,并且在较弱的条件下证明了:dimH(A^dβ)(1当d>β时,2-d/β当d≤β时 相似文献
12.
13.
本文给出了有关P.Turan问题XXXV[关于逼过论的某些未解决的问题,J.Approximation Theory,1980,29(1):23-85]的一个结果。设rin(x)为(0,2)插值的第一类基函数,其插值节点为(1-x)Pn'(x)之零点而Pn(x)为n次Legendre多项式。那么max-1≤x≤1∑i=1n│rin(x)│=O(n^5/2lnn).但对f^*=x^2却有lim↓n→ 相似文献
14.
设X1,X2,...,Xn(n≥2)为i.i.d随机变量,Un为以h(x1,x2)为对称核的U-统计量,Eh(X1,X2)=θ,且σg^2=VarE〔h(X1,X2〕-θ│X1│〉0。设σg*^*^2是σg^2的Bootstrap量,施锡铨在关于核h的二阶矩的条件下,证明了:当n→∝时,σg*^*^2→σg^2a.s,因此Wn=√n(Un-θ)/2σg^**依分布收敛于标准正态变量。本文在关于核h 相似文献
15.
一个Directed三元系DTS(v,λ)=(X,B)是自反的,如果它与它的逆(X,B^-1)同构,其中B^-1={(z,y,x);(x,y,z)∈B}。继「2」给出自反DTS(v,1)的存在谱之后,本文将给出自反DTS(v,λ)的存在谱为。 相似文献
16.
本文考虑模型Yi=X^γβ+g(T)+ε,这里(X^γ,T,Y)是k+2-维随机向量,g是未知光滑函数。ε均值为零方差有限的随机误差。本文明了β的最小二乘估计是Cramer渐近有效的充要条件是误差ε服从正态分布N(0,σ^2)。 相似文献
17.
设(Xi,Yi)1≤i≤n为来自二元总体(X,Y)的平稳,φ-混合样本,记m(x)△E(Y│X=x),m(x)的一种递推型核估计为mn(x)=n∑i=1hi^-1Yik((x-Xi)/hi)/n∑j=1h^-1jk(x-Xj)/hj)。本文在一定的条件下证明了(n/(n∑j=1h^-1j)^1/2)(mn(x1)-m(x1),mn(x2)-m(x2),...mn(xr0)-m(xr0))′依分布收 相似文献
18.
薛留根 《数理统计与应用概率》1994,9(3):54-60
设(Xn)是R^1中的平稳,强混合序列,具有公共的密度f(x),则可定义f(x)及其导函数f^(r)(x)的核估计与最近邻估计f^(r)n(x)=(nh^r+1n(x))^-1n∑i=1K^(r)(Xi-X/hn(x)),fn(x)=(nan(x))^-1n∑i=1K(Xi-x/an(x))其中核函数K(X)为取定的概率密度函数,且具有r(r≥0)阶导数,窗宽hn(x)=hn(x;X1,...,X 相似文献
19.
具有未知误差方差的多元正态线性模型中回归系数的所有k-容许估计 总被引:3,自引:0,他引:3
考虑多元线性模型Y~N(XΘ,σ2ImV),和SXΘ的估计问题,取损失函数为(σ-SXΘ)′(δ-SXΘ),本文定义所谓的k-容许性和Φ(k)-容许性.本文在一定条件下得到了SXΘ的线性估计LY+D在一切估计类中k-容许和Φ(k)-容许的充要条件.一般情况下得到了充分条件和必要条件. 相似文献
20.
最佳L2局部逼近存在唯一的充分必要条件 总被引:1,自引:0,他引:1
本文给出了最佳L2局部逼近的存在唯一性定理,设f∈L2(0,δ),Sn=span(u0,u1,...Un-1)C^n-1(0,δ),且detWn(u0,u1,...un-1;0)≠0,那么,当x→0时,网(Px(f,Sn)收敛于Sn中某元素P0(f,Sn)的充要条件为:f=Pn-1+h,其中Pn-1(t)=n-1∑i=1aiti(h,1)x=0(X^n),x→0,且P0(f,Sn)=UW^-1nA 相似文献