Partout, nous supposons que notre statistique est une fonction de certaines données qui est tirée de la fonction de distribution ; la fonction de distribution empirique de notre échantillon est . Donc est la statistique considérée comme une variable aléatoire et est la version bootstrap de la statistique. Nous utilisons …
Je souhaite mieux comprendre comment la correction de continuité de la distribution binomiale pour l'approximation normale a été dérivée. Quelle méthode a été utilisée pour décider d'ajouter 1/2 (pourquoi pas un autre nombre?). Toute explication (ou un lien vers une lecture suggérée, autre que celle-ci , serait appréciée).
Dans le célèbre article de 1938 (« La distribution à grand échantillon du rapport de vraisemblance pour tester les hypothèses composites », Annals of Mathematical Statistics, 9: 60-62), Samuel Wilks a dérivé la distribution asymptotique de 2×LLR2×LLR2 \times LLR (log log vraisemblance ratio ) pour les hypothèses imbriquées, sous l'hypothèse …
Après avoir effectué l'analyse des composants principaux (PCA), je souhaite projeter un nouveau vecteur sur l'espace PCA (c'est-à-dire trouver ses coordonnées dans le système de coordonnées PCA). J'ai calculé PCA en langage R en utilisant prcomp. Maintenant, je devrais pouvoir multiplier mon vecteur par la matrice de rotation PCA. Les …
Je me demandais si quelqu'un sait ou s'il existe une application en statistique dans laquelle une forte cohérence d'un estimateur est requise au lieu d'une faible cohérence. Autrement dit, une cohérence forte est essentielle pour l'application et l'application ne fonctionnerait pas avec une cohérence faible.
Il s'agit essentiellement d'une réplication d' une question que j'ai trouvée sur math.se , qui n'a pas obtenu les réponses que j'espérais. Soit une séquence de variables aléatoires indépendantes et distribuées de manière identique, avec et .{Xi}i∈N{Xi}i∈N\{ X_i \}_{i \in \mathbb{N}}V [ X i ] = 1E[Xi]=1E[Xi]=1\mathbb{E}[X_i] = 1V[Xi]=1V[Xi]=1\mathbb{V}[X_i] = …
Il s'agit d'un traitement plus général de la question posée par cette question . Après avoir dérivé la distribution asymptotique de la variance de l'échantillon, nous pouvons appliquer la méthode Delta pour arriver à la distribution correspondante pour l'écart type. Soit un échantillon de taille de iid variables aléatoires non …
Une séquence d'estimateurs pour un paramètre est asymptotiquement normale si . ( source ) On appelle alors la variance asymptotique de . Si cette variance est égale à la borne de Cramer-Rao , nous disons que l'estimateur / séquence est asymptotiquement efficace. θ √UnUnU_nθθ\thetan−−√(Un−θ)→N(0,v)n(Un−θ)→N(0,v)\sqrt{n}(U_n - \theta) \to N(0,v)U nvvvUnUnU_n Question: …
La question a déjà été soulevée, mais je veux poser une question spécifique qui tentera d'obtenir une réponse qui la clarifiera (et la classera): Dans "Poor Man's Asymptotics", on garde une distinction claire entre (a) une séquence de variables aléatoires qui converge en probabilité vers une constante contrairement à (b) …
Nous savons donc qu'une somme de poissons avec le paramètre est elle-même un poisson avec . Donc, hypothétiquement, on pourrait prendre et dire que c'est en fait ∑ n 1 x i ∼ p o i s s o n ( λ = 1 ) où chaque x i est: …
J'essaie de prouver que la matrice d'information observée évaluée à l'estimateur du maximum de vraisemblance faiblement cohérent (MLE) est un estimateur faiblement cohérent de la matrice d'information attendue. C'est un résultat largement cité mais personne ne donne de référence ou de preuve (j'ai épuisé je pense les 20 premières pages …
Soit {Xi}ni=1{Xi}i=1n\{X_i\}_{i=1}^n une famille de variables aléatoires iid prenant des valeurs dans [0,1][0,1][0,1] , ayant une moyenne μμ\mu et une variance σ2σ2\sigma^2 . Un intervalle de confiance simple pour la moyenne, utilisant σσ\sigma chaque fois qu'elle est connue, est donné par P(|X¯−μ|>ε)≤σ2nε2≤1nε2(1).P(|X¯−μ|>ε)≤σ2nε2≤1nε2(1). P( | \bar X - \mu| > \varepsilon) …
\newcommand{\E}{\mathbb{E}} Comment est la transformation de normalisation pour la famille exponentielle dérivé? A ( ⋅ ) = ∫ d uV une / 3 ( μ )A(⋅)=∫duV1/3(μ)A(\cdot) = \displaystyle\int\frac{du}{V^{1/3}(\mu)} Plus précisément : j'ai essayé de suivre le croquis d'extension de Taylor à la page 3, diapositive 1 ici, mais j'ai plusieurs …
Jeffrey Wooldridge, dans son analyse économétrique des données de sections et de panels (page 357), dit que la Hesse empirique "n'est pas garantie d'être définie positive, ou même semi-définie positive, pour l'échantillon particulier avec lequel nous travaillons.". Cela me semble faux car (à part les problèmes numériques), la Hesse doit …
Pour que le CLT se vérifie, nous avons besoin que la distribution que nous souhaitons approximer ait une moyenne et une variance finie σ 2 . Serait-il vrai de dire que pour le cas de la distribution de Cauchy, dont la moyenne et la variance ne sont pas définies, le …
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