繆 芳, 朱海江, 秦永松
(浙江師范大學(xué) 數(shù)理與信息工程學(xué)院,浙江 金華 321004)
設(shè){Xn}n≥1是一實(shí)值平穩(wěn)NA隨機(jī)樣本序列,具有相同的未知分布函數(shù)F(x).未知分布函數(shù)的一個自然估計是經(jīng)驗分布函數(shù),但經(jīng)驗分布函數(shù)有其不連續(xù)性的缺陷,所以用經(jīng)驗分布函數(shù)估計F(x)不盡理想.本文對固定的x∈R,采用如下核估計求解F(x)的估計:
(1)
式(1)中:K(5)為已知的分布函數(shù);窗寬0 下面給出NA隨機(jī)變量序列的定義. 定義1 若對{1,2,…,n}的任何2個不相交的非空子集A1與A2都有 Cov[f1(Xi),i∈A1,f2(Xj),j∈A2]≤0, 其中f1和f2是任何2個使得協(xié)方差存在的且對每個變元均非降(或?qū)γ總€變元均非升)的函數(shù),則稱實(shí)值隨機(jī)變量X1,X2,…,Xn(n≥2)是NA的. 文獻(xiàn)[1]在提出正相協(xié)隨機(jī)變量序列后,大量文獻(xiàn)針對正相協(xié)樣本進(jìn)行了研究;文獻(xiàn)[2]提出了負(fù)相協(xié)隨機(jī)變量序列的概念,負(fù)相協(xié)樣本雖沒有正相協(xié)樣本應(yīng)用廣泛,但在負(fù)相協(xié)樣本情況下也得到了一些重要的結(jié)果.例如,文獻(xiàn)[3]給出了NA情況的重對數(shù)律;文獻(xiàn)[4]研究了NA序列加權(quán)和的完全收斂性;文獻(xiàn)[5]得到了NA樣本分布函數(shù)的遞歸型核估計的漸近性質(zhì);文獻(xiàn)[6]研究了NA樣本情形概率密度函數(shù)估計的相合性等. 對獨(dú)立樣本情形,許多學(xué)者研究了Fn(x)的性質(zhì),并且得到了比較完美的結(jié)果[7-10].對相協(xié)樣本情形,文獻(xiàn)[11-12]證明了Fn(x)幾乎處處收斂于F(x)的速度;文獻(xiàn)[12-13]獲得了Fn(x)的漸近正態(tài)性. 在單點(diǎn)情形下,可以利用分布函數(shù)核估計的漸近正態(tài)性構(gòu)造分布函數(shù)在某個點(diǎn)的置信區(qū)間,而將分布函數(shù)的核估計從單點(diǎn)估計推廣到r個點(diǎn)處的估計后,不僅可以構(gòu)造分布函數(shù)在r個點(diǎn)處的聯(lián)合置信域,而且還能構(gòu)造分布函數(shù)在任意兩點(diǎn)差的置信區(qū)間,從而擴(kuò)大了分布函數(shù)核估計的應(yīng)用范圍. 為證明本文的主要結(jié)果,首先給出如下假設(shè)條件: (A1)1){Xn}n≥2是一實(shí)值平穩(wěn)的NA隨機(jī)變量序列,具有相同的分布函數(shù)F(x)和有界密度函數(shù)f(x); 2)X1,X2,…,Xn為負(fù)相協(xié)樣本; 4)若F1, j是關(guān)于X1和Xj+1的聯(lián)合分布函數(shù),則對所有的 j>1,u,v∈R,有 |F1, j(u,v)-F(u)F(v)|≤C; 5)f′有界. (A2)K為一已知分布函數(shù),其密度函數(shù)K′存在且有上界B,B為常數(shù),且 本文的主要結(jié)論如下: 定理1 假設(shè)條件(A1),(A2)中1),2)及(A3)滿足,F(x(1)) 定理2 假設(shè)條件(A1),(A2)及(A3)滿足,則 其中,Vr同定理1. 為證明定理1,只需證明當(dāng)r=2時結(jié)論成立即可,同理可證r>2的情形.下證 (2) 令 (3) 式(3)中, (4) 令 其中:Im={i : i=(m-1)(p+q)+1,…,(m-1)(p+q)+p};Jm={j : j=(m-1)(p+q)+p+1,…,m(p+q)};m=1,2,…,k,n=1,2,…,r;余塊為Il={l : k(p+q)+1≤l≤n}.再令 (5) 將證明 (6) 為證明上述結(jié)果,需要如下引理: 引理1[14]令{ηj}1≤j ≤n是NA隨機(jī)變量序列,Eηj=0,E|ηj|β<∞ (β>1),{aj}j≥1是一實(shí)值常數(shù)序列,則存在正常數(shù)C,C只與β有關(guān),使得 引理2 設(shè)定理1的條件滿足,則 (8) 式 (8)和式(9)中,σ2(x(1),x(2))如式(4)所定義. 證明 由平穩(wěn)性知, 由文獻(xiàn)[15]引理3.1中1)的證明方法可證, (10) 由文獻(xiàn)[15]引理 3.3中3)的證明方法知, (11) 由式(11)知, (12) 從而式(8)成立.由平穩(wěn)性知, (13) 從而式(9)成立.引理2證畢. 引理3 設(shè)定理1的條件成立,則 證明 由引理1及假設(shè)條件(A1)~(A3)知, 故引理3成立. 定理 1的證明 由文獻(xiàn)[13]定理2.1的證明可得, 由Bulinski定理[16]及平穩(wěn)性知, (14) 再次應(yīng)用平穩(wěn)性可得, p|Cov(X1,X(p+q)+1)|+(p-1)|Cov(X1,X(p+q)+2)|+…+|Cov(X1,X(p+q)+p)|≤ p|Cov(X1,X2(p+q)+1)|+(p-1)|Cov(X1,X2(p+q)+2)|+…+|Cov(X1,X2(p+q)+p)|≤ … p|Cov(X1,X(k-1)(p+q)+1)|+(p-1)|Cov(X1,X(k-1)(p+q)+2)|+…+|Cov(X1,X(k-1)(p+q)+p)|≤ 因此, (15) 故{ynm}為漸近獨(dú)立的隨機(jī)變量序列.令 因此,由林德貝格-費(fèi)勒中心極限定理知, 結(jié)合式(6)和引理 3知 故 當(dāng)r>2時同理可證.定理1證畢. 定理2的證明 因為 且將F(x)在x處二階泰勒展開得, ξ位于x與x-uh之間,所以 令 故 因為 所以 故由Slusky引理[17]及定理1知,定理2成立. [1]Esary J D,Proschan F,Walkup D W.Association of random variables with application[J].Ann Math Statist,1967,38(5):1466-1474. [2]Joag-Dev K,Proschan F.Negative association of random variables with applications[J].Ann Statist,1983,11(1):286-295. [3]Shao Qiman,Su Chun.The law of the iterated logarithm for negatively associated random variables[J].Stochastic Process Appl,1999,83(1):139-148. [4]Liang Hanying.Complete convergence for weighted sums of negatively associated random variables[J].Statist Probab Lett,2000,48(4):317-325. [5]李永明,楊善朝.NA隨機(jī)變量的遞歸密度核估計的漸近正態(tài)性[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計,2003,19(4):383-393. [6]韋來生.NA樣本概率密度函數(shù)核估計的相合性[J].系統(tǒng)科學(xué)與數(shù)學(xué),2001,21(1):79-87. [7]Reiss R D.Nonparametric estimation of smooth distribution functions[J].Scand J Statist,1981,8(2):116-119. [8]Falk M.Relative effciency and deficiency of kernel type estimators of smooth distribution functions[J].Statist Neerlandica,1983,37(2):73-83. [9]Lejeune M,Sarda P.Smooth estimators of distribution and density functions[J].Comput Statist Data Anal,1992,14(4):457-471. [10]Sarda P.Smoothing parameter selection for smooth distribution functions[J].J Statist Plan Infer,1993,35(1):65-75. [11]Cai Zongwu,Roussas G G.Uniform strong estimation underα-mixing,with rates[J].Statist Probab Lett,1992,15(1):47-55. [12]蔡宗武.相依樣本分布函數(shù)和回歸函數(shù)核估計的強(qiáng)收斂性及其速度[J].應(yīng)用概率統(tǒng)計,1993,9(1):11-17. [13]Roussas G G.Asymptotic normality of the kernel estimate of a probability density function under association[J].Statist Probab Lett,2000,50(1):1-12. [14]Yang Shanchao.Uniformly asymptotic normality of the regression weighted estimator for negatively associated samples[J].Statist Probab Lett,2003,62(2):101-110. [15]Cai Zongwu,Roussas G G.Berry-Esseen bounds for smooth estimator of a distribution function under association[J].Nonparametric Statist,1999,11(1/2/3):79-106. [16]Bulinski A V.On the convergence rates in the CLT for positively and negatively dependent random fields[C]//Zaitsev I A,Yu A.Probability theory and mathematical statistics.Amsterdam:Gordon and Breach Publishers,1996. [17]林正炎,陸傳榮,蘇中根.概率論理論基礎(chǔ)[M].2版.北京:高等教育出版社,1999.1 假設(shè)條件及主要結(jié)果
2 引 理
3 定理的證明