Теорема Бернштейна – фон Мизеса

редактировать

На байесовском вывод, теорема Бернштейна-фон Мизеса обеспечивает основу для использования байесовских достоверных множеств для утверждений о достоверности. В нем говорится, что при некоторых условиях апостериорное распределение сходится в пределе бесконечных данных к многомерному нормальному распределению с центром в оценке максимального правдоподобия с ковариационной матрицей, заданной как $n - 1 I (θ 0) - 1 {\ displaystyle n ^ {- 1} I (\ theta _ {0}) ^ {- 1}}$ ${\ displaystyle п ^ {- 1} я (\ theta _ {0}) ^ {- 1}}$ , где $θ 0 {\ displaystyle \ theta _ {0}}$ $\ theta _ {0}$ - истинный параметр совокупности, а $I (θ 0) {\ displaystyle I (\ theta _ {0})}$ ${\ displaystyle I (\ theta _ {0})}$ - информационная матрица Фишера при истинном значении параметра совокупности.

Содержание

1 Введение
2 Эвристическое утверждение
3 Бернштейн-фон Мизес и оценка максимального правдоподобия
4 Последствия
5 История
6 Ограничения
7 Цитаты
8 Примечания
9 Ссылки

Введение

Теорема Бернштейна-фон Мизеса является результатом, который связывает байесовский вывод с выводом частотника. Он предполагает, что существует некий истинный вероятностный процесс, который генерирует наблюдения, как в частотном подходе, а затем изучает качество байесовских методов восстановления этого процесса и делает заявления о неопределенности в отношении этого процесса. В частности, он утверждает, что байесовские наборы достоверности с определенным уровнем достоверности $α {\ displaystyle \ alpha}$ $\ alpha$ асимптотически будут наборами достоверности с уровнем достоверности $α {\ displaystyle \ alpha}$ $\ alpha$ , что позволяет интерпретировать байесовские достоверные множества.

Эвристический оператор

В модели $(P θ: θ ∈ Θ) {\ displaystyle (P _ {\ theta}: \ theta \ in \ Theta)}$ ${\ displaystyle (P _ {\ theta}: \ theta \ in \ Theta)}$ , при определенных условиях регулярности (конечномерный, точно определенный, гладкий, наличие тестов), если априорное распределение $Π {\ displaystyle \ Pi}$ $\ Pi$ на $θ {\ displaystyle \ theta }$ $\ theta$ имеет плотность относительно меры Лебеска, которая является достаточно гладкой (около $θ 0 {\ displaystyle \ theta _ {0}}$ $\ theta _ {0}$ , отделенная от нуля), общее расстояние вариации между масштабированным апостериорным распределением (центрированием и масштабированием до $n (θ - θ 0) {\ displaystyle {\ sqrt {n}} (\ theta - \ theta _ {0})}$ ${\ displaystyle {\ sqrt {n}} (\ theta - \ theta _ {0})}$ ), а распределение Гаусса с центром на любом эффективном блоке оценки и с обратной информацией Фишера в качестве дисперсии будет сходиться по вероятности к нулю.

Оценка Бернштейна-фон Мизеса и оценка максимального правдоподобия

В случае, если оценка максимального правдоподобия является эффективной оценкой, мы можем подключить ее и восстановить обычную, более конкретная, версия теоремы Бернштейна-фон Мизеса .

Последствия

Наиболее важным следствием теоремы Бернштейна-фон Мизеса является то, что байесовский вывод асимптотически верен из частотная точка зрения. Это означает, что для больших объемов данных можно использовать апостериорное распределение, чтобы сделать, с частотной точки зрения, достоверные утверждения об оценке и неопределенности.

История

Теорема названа в честь Ричарда фон Мизеса и С. Н. Бернштейн, хотя первое надлежащее доказательство было дано Джозефом Л. Дубом в 1949 году для случайных величин с конечным вероятностным пространством. Позже Люсьен Ле Кам, его аспирант, Дэвид А. Фридман и Перси Диаконис расширили доказательство при более общих предположениях.

Ограничения

В случае неверно заданной модели апостериорное распределение также станет асимптотически гауссовым с правильным средним значением, но не обязательно с информацией Фишера в качестве дисперсии. Это означает, что байесовские достоверные наборы уровня $α {\ displaystyle \ alpha}$ $\ alpha$ не могут быть интерпретированы как наборы достоверности уровня $α {\ displaystyle \ alpha}$ $\ alpha$ .

в случае непараметрических По статистике, теорема Бернштейна-фон Мизеса обычно не выполняется за заметным исключением процесса Дирихле.

Замечательный результат был обнаружен Фридманом в 1965 году: теорема Бернштейна-фон Мизеса не выполняется почти наверняка, если случайная величина имеет бесконечное счетное вероятностное пространство ; однако это зависит от наличия очень широкого диапазона возможных априорных значений. На практике априорные значения, обычно используемые в исследованиях, действительно обладают желаемым свойством даже с бесконечным счетным вероятностным пространством.

. Различные суммарные статистические данные, такие как режим и среднее значение, могут вести себя по-разному в апостериорном распределении. В примерах Фридмана апостериорная плотность и ее среднее значение могут сходиться к неправильному результату, но апостериорная мода согласована и будет сходиться к правильному результату.

Цитаты

Статист А. У. Ф. Эдвардс заметил: «Иногда в защиту байесовской концепции говорят, что выбор априорного распределения не важен на практике, потому что он практически не влияет на апостериорное распределение при наличии умеренных объемов данных. сказал об этой «защите» тем лучше ».

Примечания

Ссылки

Vaart, AW ван дер (1998). «10.2 Теорема Бернштейна – фон Мизеса». Асимптотическая статистика. Издательство Кембриджского университета. ISBN 0-521-49603-9.
Дуб, Джозеф Л. (1949), Применение теории мартингалов. Коллок. Междунар. du C.N.R.S (Париж), № 13, стр. 23–27.
Фридман, Дэвид А. (1963). Об асимптотическом поведении байесовских оценок в дискретном случае I. Анналы математической статистики, т. 34, стр. 1386–1403.
Фридман, Дэвид А. (1965). Об асимптотике байесовских оценок в дискретном случае. II. Анналы математической статистики, т. 36, pp. 454–456.
Le Cam, Lucien (1986). Асимптотические методы в статистической теории принятия решений, Springer. ISBN 0-387-96307-3 (страницы 336 и 618–621).
Лоррейн Шварц (1965). О байесовских процедурах. Z. Wahrscheinlichkeitstheorie, № 4, стр. 10–26.