Als «minimum» getaggte Fragen

Extremwerte sind die größten oder kleinsten Beobachtungen in einer Stichprobe. zB das Stichprobenminimum (Statistik erster Ordnung) und das Stichprobenmaximum (Statistik n-ter Ordnung). Mit Extremwerten verbunden sind asymptotische * Extremwertverteilungen. *



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Voreingenommener Schätzer für die kleinere von zwei Zufallsvariablen
Angenommen, X∼N(μx,σ2x)X∼N(μx,σx2)X \sim \mathcal{N}(\mu_x, \sigma^2_x) und Y∼N(μy,σ2y)Y∼N(μy,σy2)Y \sim \mathcal{N}(\mu_y, \sigma^2_y) Ich interessiere mich für z=min(μx,μy)z=min(μx,μy)z = \min(\mu_x, \mu_y) . Gibt es einen unvoreingenommene Schätzer für zzz ? Der einfache Schätzer von bei dem ˉ x und ˉ y beispielhafte Mittelwerte für X und Y sind, ist voreingenommen (obwohl konsistent). Es …

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Ordnungsstatistik (z. B. Minimum) der unendlichen Sammlung von Chi-Quadrat-Variablen?
Dies ist mein erstes Mal hier. Bitte lassen Sie mich wissen, ob ich meine Frage in irgendeiner Weise klären kann (einschließlich Formatierung, Tags usw.). (Und hoffentlich kann ich später bearbeiten!) Ich habe versucht, Referenzen zu finden und mich mithilfe der Induktion zu lösen, bin aber bei beiden gescheitert. Ich versuche …




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Verbesserung des Mindestschätzers
Angenommen, ich habe positive Parameter zum Schätzen von und deren entsprechenden unverzerrten Schätzungen, die von den Schätzern , dh , und so weiter.nnnμ1,μ2,...,μnμ1,μ2,...,μn\mu_1,\mu_2,...,\mu_nnnnμ1^,μ2^,...,μn^μ1^,μ2^,...,μn^\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n}E[μ1^]=μ1E[μ1^]=μ1\mathrm E[\hat{\mu_1}]=\mu_1E[μ2^]=μ2E[μ2^]=μ2\mathrm E[\hat{\mu_2}]=\mu_2 Ich möchte anhand der Schätzungen schätzen. Offensichtlich ist der naive Schätzer niedriger als min(μ1,μ2,...,μn)min(μ1,μ2,...,μn)\mathrm{min}(\mu_1,\mu_2,...,\mu_n)min(μ1^,μ2^,...,μn^)min(μ1^,μ2^,...,μn^)\mathrm{min}(\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n})E[min(μ1^,μ2^,...,μn^)]≤min(μ1,μ2,...,μn)E[min(μ1^,μ2^,...,μn^)]≤min(μ1,μ2,...,μn)\mathrm E[\mathrm{min}(\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n})]\leq \mathrm{min}(\mu_1,\mu_2,...,\mu_n) Angenommen, ich habe auch die Kovarianzmatrix der entsprechenden Schätzer …

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Wenn
Nehmen Sie den folgenden Aufbau an: Es sei Zi=min{ki,Xi},i=1,...,nZi=min{ki,Xi},i=1,...,nZ_i = \min\{k_i, X_i\}, i=1,...,n . Auch Xi∼U[ai,bi],ai,bi>0Xi∼U[ai,bi],ai,bi>0X_i \sim U[a_i, b_i], \; a_i, b_i >0 . Außerdem ist ki=cai+(1−c)bi,0<c<1ki=cai+(1−c)bi,0<c<1k_i = ca_i + (1-c)b_i,\;\; 0 k_i) = 1- \Pr(X_i \le k_i) =1−ki−aibi−ai=1−(1−c)(bi−ai)bi−ai=c=1−ki−aibi−ai=1−(1−c)(bi−ai)bi−ai=c= 1- \frac {k_i - a_i}{b_i-a_i} = 1-\frac {(1-c)(b_i-a_i)}{b_i-a_i} =c Also in …


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Die Codevariable in der Funktion nlm ()
In R gibt es eine Funktion nlm (), die eine Minimierung einer Funktion f unter Verwendung des Newton-Raphson-Algorithmus durchführt. Diese Funktion gibt insbesondere den Wert des Variablencodes aus, der wie folgt definiert ist: Code eine Ganzzahl, die angibt, warum der Optimierungsprozess beendet wurde. 1: relativer Gradient ist nahe Null, aktuelle …
9 r  minimum 


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