Несмещенная оценка минимальной дисперсии

В статистике минимум -вариантная несмещенная оценка (MVUE) или однородная несмещенная оценка с минимальной дисперсией (UMVUE) - это несмещенная оценка, которая имеет более низкую дисперсию, чем любая другая несмещенная оценка для всех возможных значений параметр.

Для практических задач статистики важно определить MVUE, если он существует, поскольку при прочих равных условиях можно было бы избежать менее оптимальных процедур. Это привело к существенному развитию статистической теории, связанной с проблемой оптимального оценивания.

Хотя сочетание ограничения непредвзятости с метрикой желательности наименьшей дисперсии приводит к хорошим результатам в большинстве практических ситуаций, что делает MVUE естественной отправной точкой для широкого диапазона анализа - целевая спецификация может работать лучше для данной проблемы; таким образом, MVUE не всегда является лучшей точкой остановки.

• 1 Определение
• 2 Выбор оценщика
• 3 Пример
• 4 Другие примеры
• 5 См. Также
  • 5.1 Байесовские аналоги
• 6 Ссылки

Рассмотрим оценку $g\; (\theta )\; \{\backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta)\}$на основе данных $X\; 1,\; X\; 2,\dots ,\; X\; n\; \{\backslash \; displaystyle\; X\_\; \{1\; \},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\}\}$iid от некоторого члена семейства плотностей $p\; \theta ,\; \theta \; \in \; \Omega \; \{\backslash \; displaystyle\; p\; \_\; \{\backslash \; theta\},\; \backslash \; theta\; \backslash \; in\; \backslash \; Omega\}$, где $\Omega \; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; Omega\; \}$- это пространство параметров. Несмещенная оценка $\delta \; (X\; 1,\; X\; 2,\dots ,\; X\; n)\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; delta\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\})\}$из $g\; (\theta )\; \{\backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta)\}$является UMVUE, если $\forall \; \theta \; \in \; \Omega \; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; forall\; \backslash \; theta\; \backslash \; in\; \backslash \; Omega\}$,

$var\; \; (\delta \; (Икс\; 1,\; Икс\; 2,\dots ,\; Икс\; n))\; \le \; var\; \; (\delta \; ~\; (X\; 1,\; X\; 2,\dots ,\; X\; n))\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; operatorname\; \{var\}\; (\backslash \; delta\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\}))\; \backslash \; leq\; \backslash \; operatorname\; \{var\}\; (\{\backslash \; tilde\; \{\backslash \; delta\}\}\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\}))\}$

для любой другой несмещенной оценки $\delta \; ~.\; \{\backslash \; displaystyle\; \{\backslash \; tilde\; \{\backslash \; delta\}\}.\}$

Если существует несмещенная оценка $g\; (\theta )\; \{\backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta)\}$, то там можно доказать по сути уникальный MVUE. Используя теорему Рао – Блэквелла, можно также доказать, что определение MVUE - это просто вопрос поиска полной достаточной статистики для семейства $p\; \theta ,\; \theta \; \in \; \Omega \; \{\backslash \; displaystyle\; p\; \_\; \{\backslash \; theta\},\; \backslash \; theta\; \backslash \; in\; \backslash \; Omega\}$и обусловливает на нем любую несмещенную оценку.

Далее, согласно теореме Лемана – Шеффе, несмещенная оценка, которая является функцией полной, достаточной статистики, является оценкой UMVUE.

Формально предположим, что $\delta \; (X\; 1,\; X\; 2,\dots ,\; X\; n)\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; delta\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\})\; \}$несмещен для $g\; (\theta )\; \{\backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta)\}$, и что $T\; \{\backslash \; displaystyle\; T\}$является полной достаточной статистикой для семейства плотностей. Тогда

$\eta \; (Икс\; 1,\; Икс\; 2,\dots ,\; Икс\; n)\; =\; E\; \; (\delta \; (X\; 1,\; X\; 2,\dots ,\; X\; n)\; \mid \; T)\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; eta\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{\; 2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\})\; =\; \backslash \; operatorname\; \{E\}\; (\backslash \; delta\; (X\_\; \{1\},\; X\_\; \{2\},\; \backslash \; ldots,\; X\_\; \{n\})\; \backslash \; mid\; T)\; \backslash ,\}$

MVUE для $g\; (\theta ).\; \{\backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta).\}$

A Байесовский аналог - это байесовская оценка, особенно с минимальной среднеквадратичной ошибкой (MMSE).

эффективный оценщик может не существовать, но если он существует и если он несмещен, то это MVUE. Поскольку среднеквадратичная ошибка (MSE) оценщика δ равна

$MSE\; \; (\delta )\; =\; var\; \; (\delta )\; +\; [bias\; \; (\delta )]\; 2\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; operatorname\; \{MSE\}\; (\backslash \; delta)\; =\; \backslash \; operatorname\; \{var\}\; (\backslash \; delta)\; +\; [\backslash \; operatorname\; \{bias\}\; (\backslash \; delta)]\; ^\; \{2\}\; \backslash \}$

MVUE минимизирует MSE среди несмещенных оценок. В некоторых случаях смещенные оценки имеют более низкую MSE, потому что они имеют меньшую дисперсию, чем любая несмещенная оценка; см. погрешность оценки.

Считайте данные единым наблюдением из абсолютно непрерывного распределения на $R\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; mathbb\; \{R\}\}$с плотностью

$п\; \theta \; (x)\; =\; \theta \; e\; -\; x\; (1\; +\; e\; -\; x)\; \theta \; +\; 1\; \{\backslash \; displaystyle\; p\; \_\; \{\backslash \; theta\}\; (x)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{\backslash \; theta\; e\; ^\; \{-x\}\}\; \{(1\; +\; e\; ^\; \{-\; x\})\; ^\; \{\backslash \; theta\; +1\}\}\}\}$

, и мы хотим найти оценку UMVU для

$g\; (\theta )\; =\; 1\; \theta \; 2\; \{\; \backslash \; displaystyle\; g\; (\backslash \; theta)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{1\}\; \{\backslash \; theta\; ^\; \{2\}\}\}\}$

Сначала мы понимаем, что плотность можно записать как

$e\; -\; x\; 1\; +\; e\; -\; x\; exp\; \; (-\; \theta \; журнал\; \; (1\; +\; e\; -\; x)\; +\; журнал\; \; (\theta ))\; \{\backslash \; displaystyle\; \{\backslash \; frac\; \{e\; ^\; \{-\; x\}\}\; \{1\; +\; e\; ^\; \{-\; x\}\}\}\; \backslash \; exp\; (-\; \backslash \; theta\; \backslash \; log\; (1\; +\; e\; ^\; \{-\; x\})\; +\; \backslash \; log\; (\backslash \; theta))\}$

Это экспоненциальное семейство с достаточной статистикой $T\; =\; log\; \; (1\; +\; e\; -\; х)\; \{\backslash \; displaystyle\; T\; =\; \backslash \; log\; (1\; +\; e\; ^\; \{-\; x\})\}$. Фактически это экспоненциальное семейство полного ранга, и поэтому $T\; \{\backslash \; displaystyle\; T\}$вполне достаточно. См. экспоненциальное семейство для вывода, который показывает

$E\; \; (T)\; =\; 1\; \theta ,\; var\; \; (T)\; =\; 1\; \theta \; 2\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; operatorname\; \{E\}\; (T)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{1\}\; \{\backslash \; theta\}\},\; \backslash \; quad\; \backslash \; operatorname\; \{var\}\; (T)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{1\}\; \{\backslash \; theta\; ^\; \{2\}\}\}\}$

Следовательно,

$E\; \; (T\; 2)\; =\; 2\; \theta \; 2\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; operatorname\; \{E\}\; (T\; ^\; \{2\})\; =\; \{\backslash \; frac\; \{2\}\; \{\backslash \; theta\; ^\; \{2\}\}\}\}$

Здесь мы используем теорему Лемана – Шеффе, чтобы получить MVUE

Очевидно $\delta \; (X)\; =\; T\; 2\; 2\; \{\backslash \; displaystyle\; \backslash \; delta\; (X)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{T\; ^\; \{2\}\}\; \{2\}\}\}$беспристрастно и $T\; =\; log\; \; (1\; +\; e\; -\; x)\; \{\backslash \; displaystyle\; T\; =\; \backslash \; log\; (1\; +\; e\; ^\; \{-\; x\})\}$достаточно полно, поэтому оценка UMVU

$\eta \; (Икс)\; знак\; равно\; Е\; \; (\delta \; (Икс)\; \mid \; T)\; знак\; равно\; E\; \; (T\; 2\; 2\; |\; T)\; =\; T\; 2\; 2\; =\; журнал\; \; (1\; +\; е\; -\; X)\; 2\; 2\; \{\backslash \; Displaystyle\; \backslash \; eta\; (X)\; =\; \backslash \; operatorname\; \{E\}\; (\backslash \; delta\; (X)\; \backslash \; mid\; T)\; =\; \backslash \; operatorname\; \{E\}\; \backslash \; left\; (\backslash \; left.\; \{\backslash \; frac\; \{T\; ^\; \{2\}\}\; \{2\}\}\; \backslash ,\; \backslash \; right\; |\; \backslash ,\; T\; \backslash \; right)\; =\; \{\backslash \; frac\; \{T\; ^\; \{2\}\}\; \{2\}\}\; =\; \{\backslash \; frac\; \{\backslash \; log\; (1\; +\; e\; ^\; \{-\; X\})\; ^\; \{2\}\}\; \{2\}\}\}$

Этот пример показывает, что несмещенная функция полной достаточной статистики будет UMVU, поскольку Lehm ann – теорема Шеффе утверждает.

• Для нормального распределения с неизвестным средним и дисперсией, выборочное среднее и (несмещенное) выборочное отклонение представляют собой MVUE для среднего генерального и дисперсия населения.

  Однако стандартное отклонение выборки не является объективным для стандартного отклонения генеральной совокупности - см. несмещенная оценка стандартного отклонения.

  Кроме того, для других распределений среднее значение выборки и дисперсия выборки не являются обычно MVUE - для равномерного распределения с неизвестными верхними и нижними границами, средний диапазон является MVUE для среднего генерального значения.

• Если выбрано k экземпляров ( без замены) из дискретного равномерного распределения по множеству {1, 2,..., N} с неизвестной верхней границей N, MVUE для N составляет

$k\; +\; 1\; км\; -\; 1,\; \{\; \backslash \; displaystyle\; \{\backslash \; frac\; \{k\; +\; 1\}\; \{k\}\}\; m-1,\}$

, где m - максимум выборки. Это масштабированное и сдвинутое (так несмещенное) преобразование максимума выборки, которое является достаточной и полной статистикой. Подробнее см. Проблема немецкого танка.

• Лучшая линейная несмещенная оценка (СИНИЙ)
• Компромисс смещения – дисперсии
• Теорема Лемана – Шеффе
• U- статистика

Байесовские аналоги

• Байесовская оценка
• Минимальная среднеквадратичная ошибка (MMSE)

• Кинер, Роберт В. (2006). Статистическая теория: Заметки к курсу теоретической статистики. Springer. С. 47–48, 57–58.
• Воинов В. Г., Никулин М. С. (1993). Беспристрастные оценки и их приложения, Том 1: Одномерный случай. Kluwer Academic Publishers. стр. 521p.