数理统计基础：参数估计与假设检验

本文主要是介绍数理统计基础：参数估计与假设检验，希望对大家解决编程问题提供一定的参考价值，需要的开发者们随着小编来一起学习吧！

在学习机器学习的过程中，我充分感受到概率与统计知识的重要性，熟悉相关概念思想对理解各种人工智能算法非常有意义，从而做到知其所以然。因此打算写这篇笔记，先好好梳理一下参数估计与假设检验的相关内容。

1 总体梳理

先从整体结构上进行一个把握。数理统计的主要任务是通过样本的信息推断总体的信息，即统计推断工作。统计推断主要有两大类问题：参数估计和假设检验。它们都建立在抽样分布理论的基础之上，但角度不同。参数估计是利用样本信息推断未知的总体参数；而假设检验是先对总体参数提出一个假设值，然后利用样本信息判断这一假设是否成立。参数估计又分为点估计和区间估计，假设检验也可以根据具体问题分为单侧检验和双侧检验。

在正式开始前，对统计量和抽样分布进行简要的介绍，有助于后面的理解。

统计量：统计量是样本的函数，且不含任何未知参数。若 $X_1,X_2,...,X_n$ 是总体 $X$ 的样本，统计量可表示为 $T=T(X_1,X_2,...,X_n)$ 。统计量依赖且只依赖于样本 $X_1,X_2,...,X_n$ ，它不含总体分布的任何未知参数。也就是说，当获得了样本观测值后，统计量的值可以被唯一确定下来。

统计量也是随机变量，统计量的分布叫抽样分布 。统计量的分布与样本分布有关，样本分布与未知的总体分布有关，因此抽样分布也与总体分布有关。一般求出统计量的分布是非常困难的事，但如果总体是正态分布，问题会变得相对简单。
以样本平均数为例，它是总体平均数的一个估计量，如果按照相同的样本容量，相同的抽样方式，反复地抽取样本，每次可以计算一个平均数，所有可能样本的平均数所形成的分布，就是样本平均数的抽样分布。

2 参数估计

总体的信息是由总体的分布来刻画的，在实际问题中，往往可以根据问题的背景确定该随机现象的总体所具有的分布类型，但是总体中往往有些参数是未知的。一般来说，这些参数很难精确求出，为此要从总体中抽取样本对其进行估计，这类问题称为参数估计问题。

2.1 点估计

点估计是通过样本值求出总体参数的一个具体的估计量和估计值（这里说的“具体的估计值”是为了和区间估计相对，区间估计是给出区间和置信度，而不是具体的值）. 其一般的步骤可概括为 “抽样—构造—代值—计算” ：

设总体 $X$ 的分布函数 $F(x;\theta)$ 形式已知，其中含有一个未知参数 $\theta$
从总体中抽取样本 $X_1,X_2,...,X_n$
构造合适的统计量 $g(X_1,X_2,...,X_n)$ 作为 $\theta$ 的估计量，记为 $\hat{\theta}=g(X_1,X_2,...,X_n)$
代入样本观测值 $x_1,x_2,...,x_n$ ,得到估计值 $\hat{\theta}=g(x_1,x_2,...,x_n)$

2.1.1 矩估计

矩估计法的基本思想是替换原理，即用样本矩替换同阶总体矩。·其依据是由大数定律知，各阶样本矩依概率收敛于同阶总体矩，于是可令各阶样本矩与同阶总体矩相等，下式中 i 代表阶数，k 代表总体中未知参数个数，有几个未知参数就列几个方程： $E(X^i)=A_i=\frac{1}{n}\sum_{j=1}^nx_j^i\quad(i=1,2,...,k)$

矩是对变量分布和形态特点的一组度量。n阶矩被定义为变量的n次方与其概率密度函数之积的积分。直接使用变量计算的矩被称为原始矩（raw moment），移除均值后计算的矩被称为中心矩（central moment）。变量的一阶原始矩等价于数学期望（expectation）、二至四阶中心矩被定义为方差（variance）、偏度（skewness）和峰度（kurtosis）。

举个最简单的例子，设总体 $X$ 的分布为 $F(x;\theta)$ ， $\theta$ 为待估参数， $X_1,X_2,...,X_n$ 为来自总体的样本。那么 $E (X)$ 应为 $\theta$ 的函数 $h(\theta)$ ，由大数定律知样本均值依概率收敛于总体均值，因此可令 $E(X)=\overline{X}=h(\theta)$ 将样本观测值代入求出 $\overline{X}$ ，再解此方程求出 $\theta$ 即可。这个过程可以看作是用样本一阶矩 $\overline{X}=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^nX_i$ 估计总体一阶矩 $E (X)$ 的过程。结合点估计的一般步骤可知，这里构造的统计量就是样本均值。

【例】 设总体为 $X$ ，总体均值 $E(X)=\mu$ 和总体方差 $D(X)=\sigma^2$ 存在， $X_1,X_2,...,X_n$ 为来自总体的样本，求 $\mu$ 和 $\sigma^2$ 的矩估计量。

要求两个未知参数，令一阶样本矩等于一阶总体矩，二阶样本矩等于二阶总体矩：
$\begin{cases} E(X)=\overline{X} \\\\E(X^2)=D(X)+[E(X)]^2=A_2 \end{cases}$ 即： $\begin{cases}\mu=\overline{X}\\ \\ \sigma^2+\mu^2=\dfrac{1}{n}\sum\limits_{i=1}^nX_i^2 \end{cases}$
解得矩估计量为 $\begin{cases}\hat{\mu}=\overline{X}\\ \\ \hat{\sigma^2}=\dfrac{1}{n}\sum\limits_{i=1}^nX_i^2 -\overline{X}^2=\dfrac{1}{n}\sum\limits_{i=1}^n(X_i-\overline{X})^2\end{cases}$

优点： 直观简单，适用性广，无需知道总体分布的具体形式
缺点： 要求总体矩存在，否则不能使用；只利用了矩的信息，没有充分利用分布对参数所提供的信息。

2.1.2 极大似然估计MLE

极大似然估计法(Maximum Likelihood Estimate) 是建立在极大似然原理基础上的。所谓极大似然，可理解为“最大可能性”，即令每个样本属于其真实标记的可能性越大越好。

极大似然原理的直观想法是：概率最大的事最可能出现。设一个随机试验有若干可能结果 $A_1,A_2,...,A_n$ ，若在一次结果中 $A_k$ 出现，则认为 $A_k$ 出现的概率较大，那未知参数的取值应当满足 $A_k$ 发生概率最大。

为了介绍极大似然估计，这里引入似然函数的概念：

似然函数 设 $X_1,X_2,...,X_N$ 为来自总体 $X$ 的简单随机样本， $x_1,x_2,...,x_n$ 为样本观测值，称 $L(\theta)=\prod\limits_{i=1}^np(x_i,\theta)$ 为参数 $\theta$ 的似然函数。

当总体 $X$ 是离散型随机变量时， $p(x_i,\theta)$ 表示 $X$ 的分布列 $P\{X=x_i\}$ ；
当总体 $X$ 是连续型随机变量时， $p(x_i,\theta)$ 表示 $X$ 的密度函数 $f(x,\theta)$ 在 $x_i$ 处的取值。

参数 $\theta$ 的似然函数 $L(\theta)$ 实际上就是样本 $X_1,X_2,...,X_N$ 恰好取观测值 $x_1,x_2,...,x_n$ （或其邻域）的概率。以离散型为例：

$\begin{aligned} L(\theta) &=P\{X_1=x_1,X_2=x_2,...,X_n=x_n\} \\ &=P\{X_1=x_1\}P\{X_2=x_2\}...P\{X_n=x_n\} \\ &=\prod_{i=1}^np(x_i,\theta)\end{aligned}$ 从这个公式也可以看出，极大似然估计的一个重要假设是：来自总体的简单随机样本 $X_1,X_2,...,X_N$ 是独立同分布的。

存在一个只与观测值 $x_1,x_2,...,x_n$ 有关是实数 $\hat{\theta}(x_1,x_2,...,x_n)$ ，使 $L(\hat{\theta})=max\ L(\theta)$ ，则称 $\hat{\theta}(x_1,x_2,...,x_n)$ 为参数 $\theta$ 的最大似然估计值， $\hat{\theta}(X_1,X_2,...,X_n)$ 是极大似然估计量。