毛第首,李開燦
(湖北師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院,湖北 黃石 435002)
在數(shù)理統(tǒng)計中,討論隨機變量的分布是極其重要的。對于重要分布Fisher分布,其詳概念和性質(zhì)見文[1],F(xiàn)isher分布在可靠性理論領(lǐng)域的壽命實驗中的應(yīng)用[2]、人工智能領(lǐng)域極化SAR圖像識別處理[3]、雷達信息檢測[4]、流形的幾何結(jié)構(gòu)[5]等實際運用上具有重要意義。
由于目前還未見到Fisher分布函數(shù)表,這使得我們對Fisher分布的運用不是很方便。在文獻[6]中李江平運用中心極限定理證明了Fisher分布的樣本均值的漸近正態(tài)分布,但未討論Fisher分布的一致漸近正態(tài)性,所以像其他分布一樣討論Fisher分布漸近正態(tài)對運用是有意義的.在文[7~8]中利用Kullback-Leibler距離的新方法,比較兩個密度函數(shù)的距離,證明了χ2分布、t分布、F分布、矩陣 Gamma 分布的一致漸近正態(tài)分布的條件。
本文將先討論Fisher的相關(guān)性質(zhì),并計算它與正態(tài)分布密度函數(shù)之間的Kullback-Leibler距離,獲得Fisher分布的一致漸近正態(tài)分布條件。
為了本文研究方便,本節(jié)將給出Fisher分布的定義和數(shù)值特征及相關(guān)性質(zhì);同時給出了Fisher分布和t分布的關(guān)系。
定義1 如果隨機變量X具有以下密度函數(shù):
其中a,b為參數(shù)(a>0,b>0),Γ(·)為Gamma函數(shù),則稱X服從Fisher分布,記作X~Z(a,b).
為了本文研究需要,先討論Fisher分布期望與方差。
性質(zhì)1 若X~Z(a,b),則有
(a>0,b>1)
(a>0,b>2)
證明:由k階矩的定義有
所以
從而
Var(X)=E(X2)-[E(X)]2
證畢。
性質(zhì)2
此性質(zhì)證明見文獻[1]
證明:根據(jù)分布函數(shù)定義
由于被積函數(shù)是偶函數(shù),所以
由t分布的分布函數(shù)與密度函數(shù)的關(guān)系,上述結(jié)論成立。
從上述性質(zhì)2中3)可知Fisher分布與F分布具有緊密聯(lián)系,在Fisher分布中,參數(shù)a,b與F分布的自由度n1,n2相關(guān)。并且在F分布中,當自由度n1,n2→∞時,F(xiàn)分布漸近標準正態(tài)分布。所以同樣考慮Fisher分布中參數(shù)a,b→∞時,討論Fisher分布的一致漸近正態(tài)分布。
為了討論Fisher分布的一致漸近正態(tài)性,還需要引用相關(guān)概念和引理。
定義2 在(R+,BR+)中隨機變量X,Y分別具有概率密度函數(shù)f(x),g(x),則f(x),g(x)之間的Kullback-Leibler距離為:
定義3 在(R+,βR+)中隨機變量X,Y分別具有分布函數(shù)F(x),G(x)令
則概率密度函數(shù)f(x),g(x)的全變差距離為:
D(f,g)=sup|F(E)-G(E)|E∈BR+
引理1
其中:
而
此引理證明見文獻[10~11].
通過計算,本節(jié)將得到Fisher分布的相關(guān)期望并給出Fisher分布一致漸近正態(tài)分布的條件。
定理1 若X~Z(a,b),則有
證明:由于
(1)
第一步對式(1)兩邊對a求導(dǎo)數(shù):
即得到
(2)
第二步對式(1)兩邊對b求導(dǎo)數(shù):
從而得到
(3)
聯(lián)合式(2)(3)得到
定理得證。
證明:由于f(x)為X~Z(a,b)的密度函數(shù),記g(x)為正態(tài)分布
的概率密度函數(shù),根據(jù)關(guān)系式
根據(jù)兩個分布密度函數(shù)之間的Kullback-Leibler距離定義:
代入定理1結(jié)論得到
(4)
其中:
由引理1可知:
(5)
(6)
(7)
將上述式(5)(6)(7)代入式(4)得
由于
由引理1可知
T(a)→0,R(a)→0,T(b)→0,R(b)→0,T(a+b)→0,R(a+b)→0
則有
I(f,g)→0
定理得證。
李江平文中只討論Fisher樣本均值運用大數(shù)定律及中心極限定理漸近標準正態(tài)分布,并沒有討論Fisher分布的一致漸近正態(tài)性,而本文利用Fisher分布與正態(tài)分布的Kullback-Leibler距離,獲得了Fisher分布的一致漸近正態(tài)性。