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    定時截尾情形下幾何分布參數(shù)的估計和檢驗

    2014-01-15 01:49:31劉銀萍張雨嫡
    關(guān)鍵詞:參數(shù)估計情形總體

    劉銀萍,秦 青,張雨嫡

    (吉林師范大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院,吉林 四平 136000)

    0 引言

    幾何分布是離散型壽命分布,其應(yīng)用領(lǐng)域非常寬泛,特別是在信息、電子、控制和經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中占有極其重要的位置.近年來,關(guān)于各種非完全數(shù)據(jù)的統(tǒng)計推斷問題引起了統(tǒng)計工作者的關(guān)注[1-5].關(guān)于幾何分布的統(tǒng)計推斷問題,無論是完全數(shù)據(jù)還是缺失數(shù)據(jù),一直都吸引著統(tǒng)計工作者對其進(jìn)行研究[6-10].文獻(xiàn)[6]討論了具有未知截斷參數(shù)的幾何分布中參數(shù)的UMVUE估計;文獻(xiàn)[7]討論了幾何分布的參數(shù)估計及應(yīng)用;文獻(xiàn)[8]給出了截斷情形下幾何分布的參數(shù)估計.本文對于定時截尾情形指數(shù)總體的參數(shù)極大似然估計及其性質(zhì)在文獻(xiàn)[8]的基礎(chǔ)上做了進(jìn)一步的討論,證明了幾何分布參數(shù)的極大似然估計的相合性質(zhì)以及進(jìn)一步的漸近正態(tài)性質(zhì),給出了檢驗兩幾何總體參數(shù)相等的檢驗統(tǒng)計量以及檢驗統(tǒng)計量的極限分布.

    1 幾何分布參數(shù)的極大似然估計

    設(shè)幾何總體Y,其概率函數(shù)為

    f(x)=p(1-p)y-1,y=1,2,…,

    其中p>0為未知參數(shù).

    設(shè)對總體Y進(jìn)行m次獨立的觀測,直到時刻T0停止.設(shè)總體Y的樣本觀測為

    X1,X2,…,Xm,

    其中Xi=YiΛT0,這里cΛd=min(c,d),Yi為來自總體Y的第i個樣本的觀測,T0>0為給定的常數(shù)閾值.

    當(dāng)Xi

    f(x)=p(1-p)x-1,

    當(dāng)Xi≥K0時Xi=T0,概率函數(shù)為

    似然函數(shù)為

    對數(shù)似然

    解得p的極大似然估計為

    2 參數(shù)極大似然估計的漸近性質(zhì)

    證明由于Eδ1=P(X1=T0)=P(Y1≥T0)=(1-p)T0-1,

    由Slutsky定理[9],

    引理記Sm=(S1m,S2m,…,Skm)T,β=(β1,β2,…,βk)T,設(shè)

    證明令Wi=(δi,Xi)T,

    則{Wi,i=1,2,…,m}是獨立同分布的隨機變量序列.

    令∑=E[(W1-EW1)(W1-EW1)T]

    由多元中心極限定理可得,

    則有

    由引理知

    3 兩幾何總體參數(shù)相等的檢驗

    設(shè)總體Z服從參數(shù)為θ的幾何分布,則其概率函數(shù)為

    f(z)=θ(1-θ)z-1,z=1,2,…,

    同上面的討論相同,在定時截尾情形下,總體Z具有與上面討論的總體Y平行的性質(zhì).

    考慮如下的假設(shè)檢驗

    H0:θ=pVSH1:θ≠p

    (1)

    特別地,在原假設(shè)下,有

    (2)

    證明由定理2知

    由定理1得

    由Slutsky定理得

    令I(lǐng)=θ-p,考慮I的漸進(jìn)置信區(qū)間.設(shè)給定的置信水平為α,其中

    可知I的α置信水平的漸近置信區(qū)間

    [1]SUN Xiao-qian,ZHOU Xian,WANG Jing-long.Confidence Intervals for the Scale Parameter of Exponential Distribution Based on Type Doubly Censored Samples [J].Journal of Statistical Planning and Inference,2008,138(7):2045~2058.

    [2]王乃生,王玲玲.定數(shù)截尾數(shù)據(jù)缺失場合下指數(shù)分布參數(shù)的 Bayes 估計[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計,2002,17(3):229~235.

    [3]劉銀萍.具部分缺失數(shù)據(jù)兩個指數(shù)總體的估計和檢驗[J].吉林大學(xué)學(xué)報(理學(xué)版),2002,40(3):255~257.

    [4]姜禮平.截尾正態(tài)分布的最小后驗風(fēng)險 Bayes 推斷[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計與管理,2005,14(1):47~51.

    [5]劉銀萍,楊曉瑩,趙志文.截斷情形下巴斯卡分布的參數(shù)估計[J].吉林師范大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2005,26(2):4~5.

    [6]田俊忠,孫考前.具有未知截斷參數(shù)的兒何分布中參數(shù)的UMVUE估計[J].寧夏大學(xué)學(xué)報,1998,19(2):118~120.

    [7]楊振海,王松桂.兒何分布的參數(shù)估計及應(yīng)用[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計,,1998,14(1):31~37.

    [8]劉銀萍,楊曉瑩.截斷情形下幾何分布的參數(shù)估計[J].東北師范大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2009,(3):14~16.

    [9]茆詩松,王靜龍,濮小龍.高等數(shù)理統(tǒng)計學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2000.

    [10]劉銀萍,張雨婷,秦 青.定時截尾情形下指數(shù)分布參數(shù)的估計[J].吉林師范大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2014,35(3):68~70.

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