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1.
X1,…,Xm;Y1,…,Yn为独立随机样本,X,X1,…,Xm同分布,X-F,F(0)=0,Y,Y1,…,Ynm同分布,Y的分布函数为G(y)=1/μ∫yω(t,β)dF(t),y≥0,其中,β∈R,μ=∫0^∞ω(t,β)dF(t),0〈μ,ω(t,β)〈∞,F,μ和β均未知,ω(t,β)的形式已知,设θ为一待估参数,且存在一已知函数ψ(X,θ)满足EFψ(X,θ)=0,本文利用经验似然法给出 相似文献
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Poisson分布参数的渐近最优和可容许的经验Bayes估计 总被引:2,自引:0,他引:2
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). 相似文献
3.
《数学年刊A辑(中文版)》1994,(2)
第15卷B辑第2期(1994)目次和提要一个半参数回归模型的Bahadur渐近有效性梁华成平本文给出了模型y=θ1+g(T)+ε中参数θ1的极大似然估计(MLE),然后考虑的Bahadur渐近有效性,其中T、ε相独立,g未知,ε的分布密度函数(·)已... 相似文献
4.
设有模型Y=Xβ0+U,其中β0为未知参数,X为自变量,误差项U与X独立,且EU=0,U-F(未知)。当W≤t(已知)时才有观察(X,Y),本文给出模型参数β0的Fourier变换估计,并证明了估计量β的强相合性及渐近正态性。 相似文献
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赵雅明 《纯粹数学与应用数学》1997,13(2):99-103
在正交增量的随机积分基础上,利用Lipschitz条件,讨论了下面一类两参数随机积分方程解的唯一性。X(s,t)=Z(s,0)+Z(0,t)-Z(0,0)+∫Rstα(u,v,X)dMuv+∫Rstβ(u,v,X)dmuv+∫R^stγ1(u,v,u',v',X)dMuvdMu'v'+∫R^2stγ2(u,v,u',v',X)dMuvdmu'v'+∫R^2stγ3(u,v,u',v',X)dmuv 相似文献
6.
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 相似文献
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设(X(t),T1≤t≤T2)是可分,可测的高斯过程,均值函数为零,而协方差函数Г(s,t)=EX(s)X(t)具有连续一阶偏导,对于水平u↑∞,本文讨论X(t)在u上的逗留极限定理。 相似文献
9.
函数f(x)=|sinβx/sinαx|(α,β>0)的周期性曾丕刚陕西省镇安县中学711500定理函数f(x):为周期函数的充要条件是为周期函数,L为周期.(2)若f(X)是周期函数,设t(t>0)是它的周期,则f(x+t)=f(X),即在定义域内... 相似文献
10.
固定设计的时间序列半参数回归 总被引:2,自引:0,他引:2
考虑如下的半参数回归模型:Yi=xTi十g(ti)+εi(0≤i≤n)其中{εi,0≤i≤n}和{εt,0≤t≤n}有相同的联合分布,{εt,-∞<t<∞}是具有零均值和有限方差δ2的严平稳α-混合时间序列.本文构造了上述模型中β,g(t)和ρ2的局部多项式估计,在适当的条件下,得到了估计的渐近正态性和收敛速度.在一定的假设下,β的估计是自适应的,而且g(v)(t)(g(t)的第v阶导数)的估计的收敛速度是最优的. 相似文献
11.
应用直线参数方程探求动点的轨迹方程史树德(北京师大燕化附中102500)《平面解析几何》(必修)114页给出:过点M0(x0,y0),倾斜角为α的直线l的参数方程为x=x0+tcosα,y=y0+tsinα{.其显著特征是参数t=M0M,M(x,y)... 相似文献
12.
余道洒 《高校应用数学学报(A辑)》1997,(4)
{X,Xi,i≥1}是i.i.d.r.v′.s.在矩母函数存在的条件下,由古典的Erdos-Rényi大数律有limn→∞max0≤k≤n∑k+[clogn]i=k+1Xi[clogn]=α(c),α(c)为某常数.自正则下MiklósCsorgo&ShaoQiman(1994)在仅要求一阶矩的条件下就得到了:limn→∞max0≤k≤n∑k+[clogn]i=k+1Xi∑k+[clogn]i=k+1(X2i+1)=β(c),β(c)为某常数.众所周知,自正则下人们往往在较弱条件下取得相应结果是因为:分母中的X能有效抵销分子中X较大而引起整个分式极限行为的波动.因此,在什么样的条件下,式max0≤k≤n∑k+[clogn]i=k+1Xi∑k+[clogn]i=k+1X2i1-β[clogn]β→r(c)成为非常有意思的问题,因为它将依赖于β的大小.本文给出,当0<β≤12时,只要E(X)≥0,上式就有有限极限.当12<β<1时,则必须在矩母函数存在下,上式才有有限极限.并都求出了其极限表达式. 相似文献
13.
设B是Banach空间E上强连续算子半群T0(t)的无穷小生成母元,||T0(t)||≤Me ̄(wt),K是E上的有界线性算子,本文证明了当B、K满足一定条件时,由B+K生成的强连续半群T(t)的本质谱半径ressT(t)≤e ̄(wt) 相似文献
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GBVE分布的参数估计 总被引:7,自引:1,他引:6
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. 相似文献
15.
设{Wt.Ft.t∈[0,T]}为概率空间(Ω,F,P)上的标准α维Brownfcfc,Ft为由它生成的自然σ-代数流。本文讨论了如下随机微分方程终值问题弱解的存在性:Xt=ξ+∫t^Tg(s,Xs,Ys)ds+∫t^TYsdWs其中ξ∈L^2(Ω,FT,P;R^n),g:[0,T]×R^n×Rnd→R^n为有界可测函数。此外,还讨论了它在金融市场期权定价问题中的应用。 相似文献
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局部平方可积鞅的Chug重对数律 总被引:1,自引:0,他引:1
设X=(Xt,t≥0)为局部平方可积鞅,且X0=0〈X,X〉t为其二阶可料变差。利用继续半鞅的强逼近结果,我们证明了在较弱的条件下,X的Chung重对数律成立,即p(^liminf t→∞ ^sup│Xs│ o≤s≤t/(〈x,x〉t/loglog〈X,X〉 t)^1/2=π/根号8)=1。 相似文献
18.
C. W. LEUNG Department of Mathematics The Chinese Universityof Hong Kong Shatin. N. T. Hong Kong China. 《数学年刊B辑(英文版)》1997,(1)
ASTRASSENLAWOFTHEITERATEDLOGARITHMFORPROCESSESWITHINDEPENDENTINCREMENTWangJiagangAbstractLetX={X(t),t0}beaproceswithindep... 相似文献
19.
酒全森 《应用数学学报(英文版)》1996,(2)
EXISTENCEOFWEAKSOLUTIONSOF2-DEULEREQUATIONSWITHINITIALVORTICITYω_0∈E(log ̄+L) ̄α(α>0)JIUQUANSEN(InstituteOfAppliedMathematics,t... 相似文献
20.
考虑相依回归(SUR)模型yi=Xiβi_ei,i=1,2,…,m,Eei=0,i,j=1;2,…m,其中yi和ei是n×1维随机向量,Xi是n×pi已知矩阵,βi是pi×1维参数向量,∑=(σij)m×m>0.文中给出了两个概念:独立贡献和简洁估计.主要结果是如下五种叙述等价:(1)SUR模型具有独立贡献;(2)βi的BLUE是简洁估计;(3)协方差改进估计是BLUEZ(4)βi的BLUE具有形式其中,j=1,2,…,m;(5)PkNiNj=0,i≠j,k,I,j=1,2,…,m 相似文献