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1.
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
2.
关于Shannon-McMillan定理的若干研究 总被引:1,自引:0,他引:1
设{Xn,n≥1}是字母集为S={1,2,…,N}上的任意信源,其分布为p{x1,…,xn},(pk(1),pk(2),…,pk(N),k=1,2,…,是S上的一列分布 称为{Xk,1≤k≤n}相对于乘积分布 的熵密度偏差,本文利用这个概念研究任意信源的极限性质,其中包括在没有平稳性和遍历性假设情况下对ShannonMcMillan定理的某些讨论. 相似文献
3.
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
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.
设n,s1,s2,…,sn为正整数及M(s1,s2,…,sn)={(x1,x2,…,xn)|0xisi,且xi为正整数}.若FM(s1,s2,…,sn)满足:对任何a,b∈F,都至少有t个i使ai∧bi=min(ai,bi)>0,则称F为M(s1,s2,…,sn)中的一个t-相交序列族.对x=(x1,x2,…,xn)∈M(s1,s2,…,sn),称r(x)=∑ni=1xi为x的秩.本文讨论并得到当s1=s2=…=sn时M(s1,s2,…,sn)中秩为k的有限序列最大相交族,从而获得了由Engel和Frankl提出的一个关于有限序列相交族的公开未解问题在kn+t-1情形下的解. 相似文献
6.
设F为有限序列族,对a=(a1,a2,…,an)∈F,ai为整数且0≤ai≤si(整数),记s(a)={j|1≤j≤n,aj>0},s(F)={s(a)|a∈F},及A{1,2,…,n}时W(A)=Пi∈Asi.称F为贪婪t-相交,如对任何a,b∈F,至少有t个ai,bi>0,且W(A)≥W(({1,2,…,n}-A)+B)对任何A∈S(F)及BA(|B|=t-1)成立.本文得到当s1>s2>…>sn时的最大贪婪t-相交有限序列族. 相似文献
7.
徐赐文 《数理统计与应用概率》1996,11(3):210-219
设Xij,i=1,…,mlj=1…,n是任决一个随机变量阵列,令S(i1,j1;i2,j2)∑i=1,∑j=1Xij,M(i1,j1;i2,j2)maxijz≤i≤i2,j1≤j≤j2‖S(i1,j1;i,j)‖1≤i1≤i2≤m,1≤j1≤j2≤n)本文根据所设E(exp(t,/S(i1,j1;i2j2)/)),E/S(i1,j1;i2,j2)/和P(?S(i1,j1;i2,j2?/≥ i)的界 相似文献
8.
祁永成 《数学年刊A辑(中文版)》1994,(3)
投{Xn,n≥1}i.i.d.,Xn,1≤Xn,2≤…≤Xn,n是X1,X2,…,Xn的次序统计量.对非负整数k,r,k+r≤n,令.本文研究当k=kn,r=rn满足min(k,r)→∞,max(k,r)→0时截断和Sn(k,r)的弱大数律.设βn>0,Cn∈R,文中给出了依概率收敛的充要条件. 相似文献
9.
胡舒合 《数理统计与应用概率》1994,9(1):76-83
设(dni,i=1,...n),(Xni,i=1,...,n)分别为双下标常数列和随机变量列,众所周知,有关n∑i=1dniXni的收敛性问题,在统计推断中有着广泛的应用,例如在异方差的回归分析中的重要应用(3),当(Xni,Fni,-∞<i<∞)为鞅差序列时,文献(4)研究了∑iXni的渐进正态性,本文获得n∑i=1dniXni的P阶均方收敛及强收敛于零的充分条件,其(Xni,i=1,...,n 相似文献
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11.
12.
文[1]将Popoviciu不等式修正为:“设xi,yi≥0(i=1,2,…,n),且xp1-∑ni=2xpi>0和yp1-∑ni=2ypi>0,其中0<p≤2,则(xp1-∑ni=2xpi)(yp1-∑ni=2ypi)≤(x1y1-∑ni=2xiyi)p①当且仅当p=2且x1y1=x2y2=…=xnyn时,①式取等号”.这里,应加上“当0<p≤2,x2=x3=…=xn=y2=y3=…=yn=0时,①也取等号”才完整.本文我们将不等式①进一步推广为:定理 设xij>0(i=1,2,…,m,j=1… 相似文献
13.
取定具下述性质的函数r(x)∈C∞(R):(i),τ(x)=τ(-x),(ii)0≤τ(x)≤1,(iii)τ(x)=1,当|x|≤1/2,(iv)τ(x)=0,当|x|≥1.单位序列{τn(x)},x∈Rm和n∈Im,定义作τm(x)=τ(x1/n1)…τ(xm/nm),n1,…,nm=1,2,….空间D’(Rm)中分布f和g的中性卷积fg定义作序列{fn*g}的极限,其中fn=f·τn.作者给出了一些新的卷积. 相似文献
14.
本文讨论了如下一类线性errors-in-variables模型——多元线性结构关系模型β′xk+α=0,ξk=xk+εk.{k=1,2,…,n.其中,{xk:k=1,2,…,n}为一组i.i.d.的m维随机向量,{εk:k=1,2,…,n}是i.i.d.的随机误差,E(ε1)=0,Var(ε1)=σ2Im.且{xk:k=1,2,…,n}与{εk:k=1,2,…,n}相互独立.在一些条件下,我们证明了估计量β,α,σ2的强相合性、唯一性,并给出了估计量的收敛速度为o(n-1-1q),这里q∈[1,2).对于E(x1)u1和Var(x1)Vx的估计也得出了同样的结果 相似文献
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一组互相关联的不等式命题 总被引:4,自引:2,他引:2
大家知道,由n元均值不等式可方便地得到如下一个不等式:设ai∈R+(i=1,2,…,n,n≥2),则∑ni=1ai∑ni=11ai≥n2;(1)不等式(1)相当有用,对它作适当代换,可引出一组互相关联的不等式命题;首先,对(1)作代换(S-a1,S-a2,…,S-an)→(a1,a2,…,an),其中S=∑ni=1ai,得命题1 设ai∈R+(i=1,2,…,n,n≥2),∑ni=1ai=S,则∑ni=11S-ai≥n2(n-1)S ;(2)证明 由(1),∑ni=1(S-ai)∑ni=11S-… 相似文献
17.
一个代数不等式的修正 总被引:1,自引:0,他引:1
刊文[1]引用的Popoviciu不等式:设xi,yi≥0,且xp1-∑ni=2xpi>0和yp1-∑ni=2ypi>0(i=1,2,…,n).则对于p≥1,有(xp1-∑ni=2xpi)(yp1-∑ni=2ypi)≤(x1y1-∑ni=2xiyi)... 相似文献
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