摘要:該文首先介紹了一階高斯自回歸過程參數的Yule-Walker估計的中心極限定理,然后論述了Yule-Walker估計的中偏差。
關鍵詞:高斯自回歸過程;參數估計;中心極限定理
中圖分類號:TP311文獻標識碼:A文章編號:1009-3044(2010)03-742-02
The Central Limit Theorem of Parametric Estimation in 1-Order Gaussian Autoregressive Model
WANG Yan-yan1, DUAN Hong-mei2, MA Feng-li2, ZHUO Li1
(1.Department of Basic Education, Xuzhou Air Force College, Xuzhou 221000, China; 2.Institute of Science, PLA University of Science and Technology , Nanjing 211101, China)
1 模型
考慮高斯自回歸過程Xn=θXn-1+εn,n≥1,其中{εn }獨立且分布于N(0,σ2),θ是未知參數。統計問題是找出θ的一個估計量,然后去研究它的相關性質。由(1)知:
通過上式,我們看到X1,X2,…,Xn的分布并不僅僅由{εn }決定,X0的分布不容忽視。一些學者已經研究了如下三種情況:
(A)X0是常數,(B)■,(C) X0=Xn。
如果{εn }~ N(0,σ2)并且(B)成立,則過程是平穩的。而情形(C)可看作是(B)的近似。對θ的最小二乘估計量■Mann和Wald以及White對情形(A)中心極限定理做了深入的研究,對情形(A),θ可以取值于R,而情形(B)和(C)則要求θ∈(-1,1)。
Mann和Wald研究θ∈(-1,1)情形,White研究了一般情形.我們主要研究Yule-Walker估計■在平穩過程的中心極限定理。
2 定理
令■n=■n-θ,X0=C(常數)則當∣θ∣<1時,■,其中■表示依分布收斂。
3 定理的證明
在此我們討論X0=0的情形,對于非零情形,可類似證明。下面的證明分三個步驟。
步驟1:不失一般性,設σ2=1.則X=(X1,…,Xn)的密度函數為
其中是n階矩陣
而
其中A和B是n階矩陣
B=I(I為單位矩陣)
令m(u,v)表示X'AX和X'BX的聯合鉅母函數,
其中
p=1+θ2-2v+2θu,q=-(θ+u),a=1+2θu-2v。
由著名的積分公式,我們有
由遞推公式
我們有
,
其中
。
步驟2:求個g(n)( ■n- θ)的極限分布,其中■
首先我們考慮X'AX和X'BX的聯合分布。令M(U,V)表示這兩個統計量的矩母函數:
令g=g(n),u=U/g,v=V/g.我們有
其中
對充分大的n且∣θ∣≠1,
當∣θ∣<1時,
從而
步驟3: 下面的問題就是通過■找到g(n)( ■n- θ)的極限分布。
由于■,問題轉化為找兩個隨機變量比值的分布。Gurland[4]提供了一種方法:令X和Y表示兩個隨機變量,P(Y>0)=1。目標是確定Z=X/Y的分布。令W=Wz=X-zY,于是我們有
而的分布可以從X和Y的聯合矩母函數得到,令
m(w)=E(exp{Ww}),m*(u,v)=E(exp{Xu+Yv}),(下轉第747頁)
(上接第743頁)
于是m(w)=E(exp{X-zY}w)= E(exp{X w-Yzw})=m*(w,-zw)
令W=X'AX/g-X'BX/g2運用上面的技巧,我們有m(w)==M(w,-zw),進而
由逆轉公式,我們有
即g(n)( ■n- θ)是漸進分布于N(0,1)。
參考文獻:
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