\(\displaystyle{ X=(X_{1},...,X_{n})}\) jest próbą prostą z rodziny rozkładów \(\displaystyle{ \left\{ \mu _{\theta} \right\} _{\theta \in \Theta}, \Theta=(0, \infty )}\)
Wiemy, że nieujemna statystyka \(\displaystyle{ T_{n}(X)}\) jest nieobciążonym estymatorem parametru \(\displaystyle{ \theta}\). Czy statystyka \(\displaystyle{ S_{n}(X)= \frac{1}{T_{n}(X)}}\) jest nieobciążonym estymatorem funkcji parametrycznej g danej wzorem \(\displaystyle{ g(\theta)= \frac{1}{\theta} ,\theta \in \Theta}\)? Odpowiedź uzasadnij.
Proszę o wskazówki do zadania.
Estymator nieobciążony
-
- Użytkownik
- Posty: 56
- Rejestracja: 26 mar 2011, o 13:29
- Płeć: Mężczyzna
- Lokalizacja: o tam
- Podziękował: 3 razy
- Pomógł: 3 razy
Estymator nieobciążony
Wydaję mi się, że można to zrobić tak:
Skoro \(\displaystyle{ T_{n}}\) jest nieobciążonym estymatorem \(\displaystyle{ \theta}\), to \(\displaystyle{ E(T_{n})=\theta}\), a więc \(\displaystyle{ E(S_{n})=E(\frac{1}{T_{n}})=\frac{1}{E(T_{n})}=\frac{1}{\theta}=g(\theta)}\), a więc jest nieobciążony.
Skoro \(\displaystyle{ T_{n}}\) jest nieobciążonym estymatorem \(\displaystyle{ \theta}\), to \(\displaystyle{ E(T_{n})=\theta}\), a więc \(\displaystyle{ E(S_{n})=E(\frac{1}{T_{n}})=\frac{1}{E(T_{n})}=\frac{1}{\theta}=g(\theta)}\), a więc jest nieobciążony.
Estymator nieobciążony
Możesz własność:
\(\displaystyle{ E(\frac{1}{T_{n}})=\frac{1}{E(T_{n})}}\)
udowodnić?
\(\displaystyle{ E(\frac{1}{T_{n}})=\frac{1}{E(T_{n})}}\)
udowodnić?
-
- Użytkownik
- Posty: 56
- Rejestracja: 26 mar 2011, o 13:29
- Płeć: Mężczyzna
- Lokalizacja: o tam
- Podziękował: 3 razy
- Pomógł: 3 razy
Estymator nieobciążony
\(\displaystyle{ E(\frac{1}{T_{n}})=\frac{E(1)}{E(T_{n})}}\)
Wartość oczekiwana z liczby, to liczba. Myślałem, że tak właśnie to się robi...
Wartość oczekiwana z liczby, to liczba. Myślałem, że tak właśnie to się robi...