WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 ||

Однако (UC)V(UC) = UCVC U = U(U U)-1U = I ввиду (5.2). Следовательно, aj = 1. Из этого факта, (7.7) и (7.11) имеем m m 2 D(UC A-1)jk (A-1)2 /q (BC)qq/q 0. (7.12) qk q=1 q=Но E(G)j = E(G )jk = E(UC A-1)jk = 0.

Значит, в силу неравенства Чебышева из соотношений (7.8), (7.10) и (7.12) вытекают соответственно требуемые сходимости (3.3), (3.2) и (3.9).

Теорема 5 является очевидным частным случаем доказанной выше леммы 5. Чтобы убедиться в справедливости теоремы 6, нам осталось лишь проверить условие (3.4) теоремы 2, что будет сделано в следующей лемме.

Лемма 6. Пусть независимые погрешности измерений представимы в виде (7.4) и удовлетворяют условию (7.5). Тогда выполнено условие (3.4).

Доказательство. Положим C = UCV1/2, (C)ij = cij, = (1,..., N ). (7.13) В этом случае из предположения (5.2) вытекает, что N 0, u = v, CC = I, т. е. cuicvi = (7.14) 1, u = v.

i=В силу определения (7.13) условие (3.4) можно переписать в виде U-1C = C = m(0, I). (7.15) Асимптотически нормальное оценивание Далее, согласно теореме Крамера Уолда (см., например, [5]) случайные векторы n = (n1,..., nm) в Rm сходятся по распределению к = (1,..., m) тогда и только тогда, когда каждая линейная комбинация компонент n сходится по распределению к соответствующей линейной комбинации компонент. Поэтому утверждение (7.15) эквивалентно сходимости для каждой точки t = (t1,..., tm) m N m из Rm распределений сумм tj Cjii к 1 0, t2. В силу (7.14) мы моj j=1 i=1 j=жем воспользоваться утверждением леммы 1 из [1]. Оказывается, достаточно показать, что 2 m m m max tj(C)ji t2 max (C)2 0. (7.16) j ji iN iN j=1 j=1 j=Однако, учитывая (5.2), нетрудно видеть, что последнюю сумму в (7.16) можно представить в виде (C C)ii = (V1/2C U UCV1/2)ii = (V1/2C (CVC )-1CV1/2)ii.

Следовательно, требуемая сходимость (7.16) вытекает из условия (7.5).

§ 8. Заключительные замечания Замечание 14. Стоит отметить, что многие условия в утверждениях работы носят скорее методологический и концептуальный характер и такой путь изложения результатов представляется, по мнению авторов, наиболее наглядным, поскольку излишняя детализация может затуманить основные идеи. Так, например, условия теорем 1 и 2 это соответственно многомерные ЗБЧ и ЦПТ для специальных схем серий, построенных по последовательности независимых одинаково распределенных случайных величин. Используя прием Крамера Уолда, в каждом конкретном случае проверку условий (3.2)–(3.4) и (3.6) можно свести к проверке справедливости одномерных ЗБЧ и ЦПТ (и в случае независимых наблюдений это сделано в § 7). На первый взгляд, труднее всего проверять условия теоремы 3, которые даже при выполнении условия (6.1) прием Крамера Уолда превратит в условия вида N p (fi,N () - fi,N ())i 0, i=но техника проверки такого рода условий развита авторами (cм. [1, леммы 5– 12]).

Замечание 15. Подчеркнем, что все утверждения работы остаются справедливыми также в ситуации, когда наблюдаемые случайные величины образуют схему серий, т. е. когда для i-го наблюдения справедливо представление m a(N) + a(N)j 0i ji j=(N) (N) Zi = + i, m 1 + b(N)j ji j=где верхний индекс подчеркивает зависимость величин {Zi}, {aji}, {bji}, {i}, а также элементов ковариационной матрицы V от числа наблюдений N. (Вид 388 Ю. Ю. Линке, А. И. Cаханенко некоторых условий специально подбирался таким образом, чтобы было справедливо это замечание.) Есть единственное исключение: в теореме 6 надо требовать, чтобы распределения случайных величин (N) не зависели ни от i, ни i от N.

Замечание 16. Всюду в работе неизвестный параметр. Кроме того, неизвестными параметрами могут быть и элементы ковариационной матрицы ошибок. Таким образом, большинство условий во всех утверждениях работы это ограничения на величины, содержащие неизвестные параметры. Понятно, что в случае практического применения этих утверждений мы должны проверять выполнение всех таких условий при всех возможных значениях всех неизвестных параметров (так же, как это делается, например, в [4]).

ЛИТЕРАТУРА 1. Линке Ю. Ю., Саханенко А. И. Асимптотически нормальное оценивание параметра в задаче дробно-линейной регрессии // Сиб. мат. журн. 2000. Т. 41, № 1. С. 150–163.

.

2. Демиденко Е. З. Линейная и нелинейная регрессии. М.: Финансы и статистика, 1981.

3. Лоэв М. Теория вероятностей. М.: Изд-во иностр. лит., 1962.

4. Боровков А. А. Математическая статистика. М.: Наука, 1984.

5. Биллингсли П. Сходимость вероятностных мер. М.: Наука, 1977.

Статья поступила 24 июля 2000 г., окончательный вариант 30 ноября 2000 г.

Линке Юлиана Юрьевна Институт математики им. С. Л. Соболева СО РАН, Новосибирск linke@math.nsc.ru Саханенко Александр Иванович Universidad Autonoma Metropolitana Iztapalapa, Av. Michoacan y la Purisima s/n, Col.

Vicentina, 09340 Mexico D.F., MEXICO sakh@xanum.uam.mx

Pages:     | 1 | 2 ||



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.