Poisson分布参数的渐近最优和可容许的经验Bayes估计

设Ｘ及（Ｘ１，Ｘ２…，Ｘｎ）分别为取自Ｐｏｉｓｓｏｎ分布Ｐ（θ）的当前样本和历史样本，参数θ的先验分布族Ｆ＝｛Γ（ｍ，β）：β＞０｝，其中ｍ＞０已知，Γ（ｍ，β）表示参数为（ｍ，β）的伽玛分布．对ｐ＞０，ｑ＞２的任意两个实数，记ｔｎ＝Ｘ＋∑ｎｉ＝１Ｘｉ＋ｐＸ＋∑ｎｉ＝１Ｘｉ＋ｐ＋ｑ＋（ｎ＋１）ｍ（Ｘ＋ｍ）则在平方损失函数ｌ（θ，ｄ）＝（θ－ｄ）２下，ｔｎ是θ的渐近最优和可容许的经验Ｂａｙｅｓ估计，而且收敛速度为Ｏ（１ｎ）．     

Weibull分布族中参数的渐近有效估计

本文构造了Ｗｅｉｂｕｌｌ分布族（ｍｘ＾ｍ－１／θｅ＾－ｘｍ／θ，ｘ＞０，ｍ＞０，θ＞０）中形状参数，刻度参数θ的渐近中位无偏限制下的渐近有效估计ｍｎ，θｎ，同时不证明了Ｃ１θｎ＋Ｃ２Ｍｎ为Ｃ１θ＋Ｃ２ｍ的渐近有效估计（其中Ｃ１，Ｃ２为任意给定的常数。）     

用方程“asinx bcosx=c”有解的条件解题

三角方程ａｓｉｎｘ＋ｂｃｏｓｘ＝ｃ有解的充要条件是ａ２＋ｂ２≥ｃ２．事实上,原方程可化成ｓｉｎｘａａ２＋ｂ２＋ｃｏｓｘｂａ２＋ｂ２＝ｃａ２＋ｂ２,即　ｓｉｎ（ｘ＋θ）＝ｃａ２＋ｂ２（其中ｔｇθ＝ｂａ）．由于｜ｓｉｎ（ｘ＋θ）｜≤１　知ｃａ２＋ｂ２≤１,即得ａ２＋ｂ２≥ｃ２．显见其逆亦真．利用此结论有时可简捷地解答一些类型的问题．例１　若关于ｘ的方程３＋２ｓｉｎｘ＋ｃｏｓｘ１＋２ｓｉｎｘ＋３ｃｏｓｘ＝ｋ恒有实数解,求实数ｋ的取值范围．解　原方程可整理成（３ｋ－１）ｃｏｓｘ＋（２ｋ－２）ｓｉｎｘ＝３…     

参数方程与极坐标单元测试题

一、选择题（每小题只有唯一正确答案）１下列以θ为参数的参数方程：（１）ｘ＝２ｃｏｓθｙ＝２ｓｉｎθ｛（２）ｘ＝２ｓｉｎθｙ＝－ｃｏｓθ｛（３）ｘ＝２－２ｃｏｓθｙ＝１－ｃｏｓθ｛（４）ｘ＝２ｃｓｃθｙ＝ｃｔｇθ｛其中表示的曲线是椭圆的方程的个数为（...     

多维指数族分布的参数线性容许估计的一个充分条件

本文利用唯一的Ｂａｙｅｓ估计是容许估计的原理,构造了一个先验分布π１（θ）＝Ｍβ－１（θ）ψ（θ）ｅｘｐ∑ｎｉ＝１∫θｉθｉ０ｂ－ｒｉ（ｔ）ａｉｎｄｔｉ,当它满足一定的条件时,证明了在均方损失下,多维指数族分布ｆθ（ｘ）＝β（θ）ｅｘｐθ′ｘ的参数ｒ（θ）的唯一Ｂａｙｅｓ估计为线性函数ａ′ｘ＋ｂ,因而也是容许估计     

1999年全国高中联赛第三题的简解

题目　已知当ｘ∈［０,１］时,不等式ｘ２ｃｏｓθ－ｘ（１－ｘ）＋（１－ｘ）２ｓｉｎθ＞０恒成立,试求θ的取值范围．这是１９９９年全国高中数学联合竞赛试题第三题,下面给出一种有别于“标准答案”的简单解法．解　若对一切ｘ∈［０,１］,恒有ｆ（ｘ）＝ｘ２ｃｏｓθ－ｘ（１－ｘ）＋（１－ｘ）２ｓｉｎθ＞０,则　ｓｉｎθ＝ｆ（０）＞０,ｃｏｓθ＝ｆ（１）＞０,∴　２ｋπ＜θ＜２ｋπ＋π２,ｋ∈Ｚ．（１）又　ｆ（ｘ）＝（１＋ｓｉｎθ＋ｃｏｓθ）ｘ２－（１＋２ｓｉｎθ）ｘ＋ｓｉｎθ＝（１＋ｓｉｎθ＋ｃｏｓθ）［…     

GBVE分布的参数估计

设二元随机变量（Ｘ，Ｙ）的生存函数为可．把它称作ＧＢＶＥ（θ１，θ２，δ）．本文采用把元件和系统（串联）的定时截尾寿命试验数据综合起来进行统计分析的方法，研究ＧＢＶＥ（θ１，θ２，δ）中参数的估计及其性质．在θ１＝θ２＝θ的情况下给出了（θ，δ）的极大似然估计证明了具有强相合性和渐近正态性．在无θ１＝θ２限制时给出了（θ１，θ２，δ）的矩法估计（θ１，θ２，θ３，δ），证明了同样具有强相合性和渐近正态性．     

新题征展(1)

Ａ．题组新编１．设函数ｆ（ｘ）＝ｌｇ（ａｘ２－４ｘ＋ａ－３）．（１）若ｆ（ｘ）的定义域是Ｒ,则ａ的取值范围是　　;（２）若ｆ（ｘ）的值域是Ｒ,则ａ的取值范围是　　;（３）若ｆ（ｘ）在区间（－４,－１）上递减,则ａ的取值范围是　　．２．设０＜θ＜π．（１）若ｓｉｎθ＋ｃｏｓθ＝１５,则ｔｇθ＝　　;（２）若ｓｉｎθ＋ｃｏｓθ＝－１５,则ｔｇθ＝　　;（３）若ｓｉｎθ－ｃｏｓθ＝１５,则ｔｇθ＝　　;（４）若ｓｉｎθ－ｃｏｓθ＝－１５,则ｔｇθ＝　　．３．如图,向高为Ｈ的水瓶（Ａ）、（Ｂ）、（Ｃ）、…     

Some Properties of a Class Self—homomorphism of BCI—algebras

ＢｙａＢＣＩ－ａｌｇｅｂｒａｗｅｍｅａｎａｎａｌｇｅｂｒａ（Ｘ；，０）ｏｆｔｙｐｅ（２，０）ｓａｔｉｓｆｙｉｎｇｔｈｅａｘｉｏｍｓ：（１）（（ｘｙ）（ｘｚ））（ｚｙ）＝０；（２）（ｘ（ｘｙ））ｙ＝０；（３）ｘｘ＝０；（４）ｘｙ＝ｙｘ＝０ｘ＝ｙｆｏｒａｎｙｘ，ｙａｎｄｚｉｎＸ．ＦｏｒａｎｙＢＣＩ－ａｌｇｅｂｒａＸ，ｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎ≤ｄｅｆｉｎｅｄｂｙｘ≤ｙｉｆａｎｄｏｎｌｙｉｆｘｙ＝０ｉｓａｐａｒｔｉａｌｏｒｄｅｒｏｎＸ［１］．ＩｎａｎｙＢＣＩ－ａｌｇｅｂｒａＸ，…     

求f(x)的若干方法

换元法例１已知ｆ（ｓｉｎｘ－１）＝ｃｏｓ２ｘ＋２,求ｆ（ｘ）．解设ｓｉｎｘ－１＝ｔ,∴ｓｉｎｘ＝ｔ＋１（－２≤ｔ≤０）,则ｃｏｓ２ｘ＝１－ｓｉｎ２ｘ＝１－（ｔ＋１）２,∴ｆ（ｔ）＝１－（ｔ＋１）２＋２（－２≤ｔ≤０）,∴ｆ（ｘ）＝－ｘ２－２ｘ＋２（－...     

双边截断型分布族参数函数的渐近最优经验Bayes估计

本文考虑一维双边截断型分布族参数函数在平方损失下的经验 Bayes估计问题 .给定θ,X的条件分布为f (x|θ) =ω(θ1,θ2 ) h(x) I[θ1,θ2 ] (x) dx其中θ =(θ1,θ2 )T(x) =(t1(x) ,t2 (x) ) =(min(x1,… ,xm) ,max(x1,… ,xm) )是充分统计量 ,其边缘密度为 f (t) ,本文通过 f (t)的核估计构造出θ的函数的经验 Bayes估计 ,并证明在一定的条件下是渐近最优的 (a.0 .)     

Beatty序列中的除数问题

本文研究Beatty序列中的除数问题,证明了在Lebesgue测度意义下,对几乎所有的θ≥1,当k≥5时,一致地有Dk(θ;x)=∑n≤x/θdk([nθ])=θ-1Dk(1;x)+O(x4/5+ε).     

非正则双边截断分布族点估计的中偏差

本文研究了某一类非正则双边截断分布族的参数估计,利用( X(1),X(n))的联合分布函数及应用Taylor渐近展开的方法,得到了它的未知参数(θ1,θ2)满足中偏差原理,且求出了其精确的速率函数表达式,它的表达式不同于一般的速率函数.     

查甫雷金方程的唯一性定理(Ⅰ)

<正>考虑下列混合型议程的唯一性问题 K(y)u_(xx)+u_(yy)=0 (K(0)=0;当y≠0时,■(1) 所考慮的區域D由三條曲綾圍成.其一是雙曲區域(y<0)中由原點引出的特徵线Γ_1,它滿足下面條件     

小区间上的素变数三角和估计

设A(n)为von Mangoldt函数且实数θ=95-83~(1/2)/121.当xθ+ε≤y≤x时,本文对于所有的α∈[0,1]给出了指数和S2(x,y;α)=∑x0,估计式∑x相似文献   

Mlinex损失函数下一类分布族参数的Bayes估计

考虑分布函数形如F(x;θ)=1-[g(x)]~θ或[1—g(x)]~θ,A≤x≤B,θ0的分布族,其中g(x)是关于x单调递减的可微函数,且g(A)=1,g(B)=0.在Mlinex损失函数下,给出了其中参数θ的Bayes估计及其容许性,并对分布的一个充分统计量的逆线性形式的容许性进行讨论.最后通过蒙特卡洛模拟说明Bayes估计在小样本情形时的优良表现.     

随机微分方程分步单支theta方法的稳定性(英文)

本文研究随机微分方程单支theta方法的均方稳定性.首先,对线性检验方程,当0≤θ<1时,分步单支theta方法在一定的步长限制下能保持原系统的均方稳定性,当θ=1时,方法按任意步长都能保持原系统的稳定性.其次,对满足单边Lipschitz条件的非线性随机微分方程,当1/2<θ0<θ<1时,方法能保持原系统的均方指数稳定性,但对步长有限制,如果θ=1,对步长限制消失.     

Admissibility of an estimate obtained by the method of moments in the presence of a nuisance shift parameter

Let x₁,..., x_n be a repeated sample from a one-dimensional population with distribution function (d.f.) F(x?η, θ), depending on a structure parameter θ∈^Θ?R ¹ and a nuisance shift parameter η^∈ R¹. The estimator which eliminates ν In a natural manner, has the form \(\sum\limits_1^n {\psi (x_i - \overline x ,\theta ) = 0,\overline x = (x_1 + ... + x_n )/n}\) and the simplest among them, corresponding to a functionψ (u, θ), quadratic in u, leads to the estimate θ (m₂), where \(m_2 = \sum\limits_1^n {(x_i - \overline x )^2 /n}\) which has to be considered as an estimate of θ by the method of moments with the elimination of the nuisance parameter n. If for some integer k ≥ 1, 1°) the d.f. F(x, θ) has a finite moment of order 2k, 2°) its central moments μ₂(θ), ..., μk(θ) are three times and μk+1(9).... μ₂k(θ) are twice continuously differentiable in the domain Θ and μ₂′(θ) ≠ 0, 3° as n → ∞, the limit covariance matrix of the centralized and normalized vector √n ∥ m₂-μ₂(θ) ...,m_R-μ_R(θ)∥ of the central sample moments m_j is nonsingular, θ∈^Θ, then the estimate θ(m₂) is asymptotically admissible (and optimal) in the class of estimates defined by the estimators λ_o(θ) + λ₂(θ)m₂ + ... + λ_k(θ)m_k=0 if and only if the moments μ₅(θ),..., μk+2 (θ) are determined in terms of μ₂(θ), μ₃(θ), μ₄(θ) in the following recurrent manner; $$\begin{array}{*{20}c} {\mu _{j + 2} (\theta ) = \mu _2 (\theta )\mu _j (\theta ) + j\mu _3 (\theta )\mu _{j - 1} (\theta ) + [\mu _4 (\theta ) - \mu _2 (\theta )^2 ]\mu _j ^\prime (\theta )/\mu _2 ^\prime (\theta ),} \\ {j \leqslant k,\theta ^\Theta .} \\ \end{array}$$ The asymptotic admissibility is understood in the same generally accepted sense as in [1], where a similar result has been obtained for families of d.f. containing only a structure parameter.     

一类广义变换半群的格林关系

设X是一个全序集,E是X上的一个凸等价关系．令 OE（X）={f∈TE（X）：Ax,y∈X,x≤y→f（x）≤f（y））, 其中TE（X）是E-保持变换半群．对于取定的θ∈OE（X）,在OE（X）上定义运算fog=fθg,使OE（X）成为广义半群OE（X;θ）．对于有限全序集X上的凸等价关系E,本文刻画了广义半群OE（X;θ）的正则元,描述了这个半群的格林关系．     

指数分布中寿命参数的经验贝叶斯检验

本文中,我们利用经验贝叶斯方法研究了指数分布中寿命参数的检验问题.对于假设H0∶θ≤θ0 H1∶θ>θ0,在线性误差损失下,利用两种不同的核估计方法,我们获得了贝叶斯检验风险的同样上界.本文获得的收敛速度优于文献中的早期结果.