Довідка для


11

У своїй відповіді на моє попереднє запитання @Erik P. дає вираз де κ - надлишок куртозу розподілу. Наведено посилання на запис у Вікіпедії щодорозподілу вибіркової дисперсії, але на сторінці Вікіпедії написано "потрібне цитування".

Var[s2]=σ4(2n1+κn),
κ

Моє первинне запитання: чи є посилання на цю формулу? Чи виходить це "тривіально", і якщо так, то чи можна його знайти в підручнику? (@ Ерік П. не зміг знайти його в математичній статистиці та аналізі даних, а також у статистичних висновках Казелла та Бергера . Навіть незважаючи на тему.

Було б непогано мати посилання на підручник, але ще корисніше мати первинну посилання.

(Пов'язане питання: Що таке розподіл дисперсії вибірки від невідомого розподілу? )

Оновлення : @cardinal вказав на математику інше рівняння.SE : деμ4- четвертий центральний момент.

Vаr(S2)=мк4н-σ4(н-3)н(н-1)
мк4

Чи є якийсь спосіб переставити рівняння та вирішити два, або рівняння в заголовку неправильне?


1
Я не думаю, що формула є правильною.
кардинал


це пов'язане питання було задано @ byron-schmuland
Abe

2
Я думаю, ти маєш на увазі відповідь , а не запитання . Формула, наведена в цьому запитанні, неправильна; як гарно демонструє відповідь Байрона. :)
кардинал

На жаль, таке пінгінг не працює, якщо він уже не брав участь у потоці коментарів. :( (Схоже, він помітив повідомлення після коментаря, який ви опублікували на запитання на сайті математики.) Привіт.
кардинал

Відповіді:


13

Джерело: Вступ до теорії статистики , Mood, Graybill, Boes, 3-е видання, 1974, с. 229.

Виведення: Зауважте, що у посиланні Вікіпедії ОП - це не куртоз, а надлишковий куртоз, який є "регулярним" куртозом - 3. Щоб повернутися до "регулярного" куртозу, ми повинні додати 3 у відповідному місці у Формула Вікіпедії.κ

У нас із МДБ:

Вар[S2]=1н(мк4-н-3н-1σ4)

який, використовуючи тотожність , можна задати (дериваційна міна, тому будь-які помилки теж):мк4=(κ+3)σ4

=1н(κσ4+н-1н-13σ4-н-3н-1σ4)=σ4(κн+3(н-1)-(н-3)н(н-1))=σ4(κн+2н-1)


2
(+1) Майже 40 років з часу останнього видання, MGB все ще є найкращим початком / проміжним введенням у математичну статистику. Прикро, що так довго не друкується у західному світі.
кардинал

Я знайшов pdf MGD , але в оригіналі доказів немає. Що добре, але було б непогано знати, де його знайти.
Абе

Дійсне отримання результату не в MGB, а скоріше ми перейшли до проблеми 5 (b) на сторінці 266.
кардинал

Так, не всі твердження мають докази, але принаймні це є в тексті, не відводиться на запитання, і є контур підходу до доказу на с. 230.
jbowman

1
@Abe: Ви майже точно не знайдете "оригінальної" посилання на це. Це не такий собі окремий "оприлюднюючий" результат, який можна знайти в академічних журналах. Це просто (досить стомлюючий) розрахунок, що випливає з основних властивостей математичного очікування. Цитування підручника на зразок MGB є цілком розумним та прийнятним.
кардинал

9

Незрозуміло, чи це буде відповідати вашим потребам для остаточного посилання, але це питання виникає у вправах Каселли та Бергера:

(стор. 364, вправа 7,45 б):

введіть тут опис зображення

Θ2Θ4σ2κ

введіть тут опис зображення

Вони еквівалентні рівнянню, наведеному у відповіді на математику.SE :

Var(S2)=μ4nσ4(n3)n(n1)


Цікаво, що ваше посилання та моє посилання (у коментарях до ОП) різні, але вказують на те саме місце.
кардинал

2
@cardinal - Я просто копіював із ОП - але останні цифри - це ідентифікатор користувача особи, яка копіює посилання, наприклад, моє посилання буде math.stackexchange.com/a/73080/3733
David LeBauer

Ага! (+1) Я не помітив, що остання частина посилання - це власний ідентифікатор! Дякуємо, що вказали на це. За нами стежать ...
кардинал

добре мати надійну довідку, але все-таки було б добре відстежити оригінал. +1 за перегляд вправ.
Абе

@cardinal Одним виправданням для використання відстеження є значки для спільного використання посилань (диктор, бустер, публіцист)
David LeBauer
Використовуючи наш веб-сайт, ви визнаєте, що прочитали та зрозуміли наші Політику щодо файлів cookie та Політику конфіденційності.
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.