本文主要是介绍无偏估计中贝塞尔系数的由来,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!
对于采样自 X X X的独立同分布样本 x i : i ∈ [ 1 , n ] x_i: i\in[1,n] xi:i∈[1,n],用样本方差 s 2 s^2 s2去估计 X X X的方差 σ 2 \sigma^2 σ2,为什么要除以 n − 1 n-1 n−1而不是 n n n?
- 证明用 n n n除得到的估计 σ ^ 2 = σ 2 − E [ ( X ˉ − μ ) 2 ] \hat\sigma^2=\sigma^2-E[(\bar X-\mu)^2] σ^2=σ2−E[(Xˉ−μ)2],和无偏估计相比偏小。
直观解释:因为真实分布的方差计算了所有小概率的样本,样本范围更“广“;而采样的时候对于某些小概率样本点没有采到,所以采得的样本分布更”集中“,所以方差也更”小“。
https://blog.csdn.net/Hearthougan/article/details/77859173
https://www.zhihu.com/question/20099757/answer/26586088 - 证明 E [ ( X ˉ − μ ) 2 ] = v a r ( X ˉ ) = v a r ( ∑ X i n ) = 1 n 2 ∑ v a r ( X i ) = 1 n σ 2 E[(\bar X-\mu)^2]=var(\bar X)=var(\dfrac{\sum X_i}{n})=\dfrac{1}{n^2}\sum var(X_i)=\dfrac{1}{n}\sigma^2 E[(Xˉ−μ)2]=var(Xˉ)=var(n∑Xi)=n21∑var(Xi)=n1σ2
https://math.stackexchange.com/questions/1363505/prove-that-e-overlinex-mu2-frac1n-sigma2 - 对于第1步得到的最初估计 σ ^ 2 \hat\sigma^2 σ^2,乘上一个放缩因子 n n − 1 \dfrac{n}{n-1} n−1n,得到无偏估计。
然后去看花书5.4节就能看明白了。
这篇关于无偏估计中贝塞尔系数的由来的文章就介绍到这儿,希望我们推荐的文章对编程师们有所帮助!