CC BY
126
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
1
УДК 519.2
ОЦЕНКИ ПЛОТНОСТИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ВЕРОЯТНОСТЕЙ В ПРОСТРАНСТВАХ ПРОИЗВОЛЬНОЙ ПРИРОДЫ
Орлов Александр Иванович д.э.н., д.т.н., к.ф.-м.н., профессор
Московский государственный технический университет им. Н.Э. Баумана, Россия, 105005, Москва, 2-я Бауманская ул., 5, prof-orlov@mail. ru
Введены линейные оценки плотности распределения вероятностей в пространствах произвольной природы и их частные случаи - ядерные и гистограммные оценки, оценки типа Фикс -Ходжеса. Состоятельность и асимптотической нормальность линейных оценок доказана при выполнении естественных условий. Показано, что вероятность попадания в область может быть найдена с помощью линейных оценок плотности. Рассмотрен частный случай конечного множества, установлено, что выборочная мода сходится к теоретической
Ключевые слова: СТАТИСТИЧЕСКИЕ МЕТОДЫ, МАТЕМАТИЧЕСКАЯ СТАТИСТИКА, НЕЧИСЛОВАЯ СТАТИСТИКА, ПЛОТНОСТЬ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ВЕРОЯТНОСТЕЙ, ПРОСТРАНСТВА ПРОИЗВОЛЬНОЙ ПРИРОДЫ, ЛИНЕЙНЫЕ ОЦЕНКИ ПЛОТНОСТИ, ПРЕДЕЛЬНЫЕ ТЕОРЕМЫ, СОСТОЯТЕЛЬНЫЕ ОЦЕНКИ АСИМПОТИЧЕСКАЯ НОРМАЛЬНОСТЬ
UDC 519.2
ESTIMATES OF PROBABILITY DENSITY FUNCTION IN SPACES OF ARBITRARY NATURE
Orlov Alexander Ivanovich
Dr.Sci.Econ., Dr.Sci.Tech., Cand.Phys-Math.Sci.,
professor
Bauman Moscow State Technical University, Moscow, Russia
Linear estimators of the probability of density in the spaces of an arbitrary nature and particular cases -nuclear, histogram, the Fix-Hodges type estimates are introduced. Consistency and asymptotic normality of linear estimates are proved under natural conditions. It is shown that the probability of the area can be found by linear density estimates. A special case of a finite set are discussed, it was found that sample mode converges to the theoretical one
Keywords: STATISTICAL METHODS, MATHEMATICAL STATISTICS, NONNUMERIC STATISTICS, PROBABILITY DENSITY FUNCTION, SPACE OF AN ARBITRARY NATURE, LINEAR DENSITY ESTIMATORS, LIMIT THEOREMS, CONSISTENT ESTIMATORS, ASYMPTOTIC NORMALITY
1. Введение
Оценки плотности распределения вероятностей в пространствах произвольной природы используют для решения различных задач нечисловой статистики [1], называемой также статистикой объектов нечисловой природы или статистикой нечисловых данных. Такие оценки применяют при описании статистических данных, восстановлении зависимостей (в непараметрической регрессии), в задачах
дискриминантного и кластерного анализа и т.д. Однако систематическое изложение теории оценок плотности распределения вероятностей в пространствах произвольной природы ранее не публиковалось. Настоящая статья начинает заполнение этого пробела. Математический аппарат
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
2
приводится полностью (проще говоря, теоремы даются в строгих формулировках и с доказательствами).
2. Различные виды оценок плотности
Пусть (Z, A) - измеримое пространство, p и q - сигма-конечные меры на (Z, A), причем p абсолютно непрерывна относительно q, т.е. из q(B) = 0 следует p(B) = 0 для любого множества B из сигма-алгебры A. В этом случае на (Z, A) существует неотрицательная измеримая функция f(x) такая, что
q(C) = j f (x )dp (1)
с
для любого множества C из сигма-алгебры измеримых множеств A. Функция f(x) называется производной Радона - Никодима меры q по мере p, а в случае, когда q - вероятностная мера, также плотностью вероятности q по отношению к мереp [2, с.460].
Пусть X1, X2 ,..., Xn - независимые одинаково распределенные случайные элементы (величины), распределение которых задается вероятностной мерой q. В настоящей статье рассмотрим несколько видов непараметрических оценок плотности вероятности q по выборке X1, X2 ,..., Xn. А именно, линейные оценки и их частные случаи - ядерные и гистограммные, и оценки типа Фикс - Ходжеса, не являющиеся линейными.
Мера p предполагается заданной. В случае конечномерного евклидова пространства Z = Rk в качестве p обычно используют лебегову меру. Если пространство объектов нечисловой природы конечно, то в качестве p можно использовать меру, приписывающую каждому элементу x из Z единичный вес [1]. В качестве p можно применять распределение определенного случайного элемента со значениями в Z. В теории
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
3
случайных процессов рассматривают плотности по гауссовским мерам [3, 4, 5].
В предположении непрерывности неизвестной плотности f(x) представляется целесообразным «размазать» каждый атом эмпирической меры, т.е. рассмотреть линейные оценки, введенные в нашей первой работе по нечисловой статистике [6, с.24]:
f (x)=1 £gn(x, X,), g„ Z1 ® R, (2)
n 1£i £n
в которых действительнозначные функции gn удовлетворяют некоторым условиям регулярности, обсуждаемым ниже.
Укажем несколько частных случаев оценок (2). Гистограммные оценки определяются с помощью последовательности Tn разбиений пространства Z на непересекающиеся области (элементы Tn) и функций
gn(У Xi)
1
Р( A( x)) :
0
Xi є A( x),
Xi £ A(x),
(3)
где A(x) - элемент разбиения Tn, которому принадлежит x.
Первая работа по непараметрическим оценкам плотности вероятности вида (2) принадлежит Н.В. Смирнову [7], изучившему оценки (2) - (3) с измельчающейся последовательностью разбиений Tn, для которых максимальный (по x) диаметр областей A(x) стремится к 0. Проекционные оценки получаются при разложении плотности в ряд по базисным функциям и рассмотрении в качестве оценки плотности конечного отрезка этого ряда с заменой коэффициентов на их оценки [8]. Теория проекционных оценок для пространств произвольной природы развита Н.Н. Ченцовым [9, разд.25]. Однако для построения таких оценок нужен ортонормальный базис в пространстве функций на Z, а для конкретных пространств объектов нечисловой природы методы построения подобных базисов, пригодные для проведения расчетов,
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
4
обычно не разработаны. Поэтому мы вынуждены разрабатывать другие виды непараметрических оценок плотности.
Пусть d - показатель различия на Z [1] (в наиболее важных частных случаях - метрика на Z). В [10] введены ядерные оценки плотности -оценки вида (2) с
gn(У Xi) =
1
b(hn, х)
K
d ( x, Xt) 1
h
K :[0,+¥) ® R1,
(4)
n J
где K = K(u) - ядро (ядерная функция), hn - последовательность положительных чисел (показателей размытости), b(hn, х) - нормировочный множитель. В [8] линейные оценки (2) с функциями gn из (4) названы «обобщенными оценками типа Парзена - Розенблатта», т.к. в частном случае Z = R1, d(x, Xi) = | х - Xi |, b(hn, х) = hn они переходят в известные оценки, введенные Розенблаттом [11] и Парзеном [12], которым посвящены сотни работ.
Естественный класс оценок плотности, не являющихся линейными, был предложен в частном случае конечномерного пространства Фикс и Ходжесом [13]. Эти оценки использовались прежде всего в задачах классификации (дискриминантного анализа, диагностики) и известны как оценки «методом kn ближайших соседей» (см., например, [14, разд. 6.2], [15, разд. 4.4]). Выбирается шар с центром в точке x, имеющий минимальный радиус среди всех шаров, содержащих kn элементов выборки. Пусть Vn - объем этого шара (ясно, что Vn - случайная величина). В качестве оценки плотности используют случайную величину fn(x) = kn/Vn.
Для произвольных пространств Z объектов нечисловой природы обобщенная оценка типа Фикс - Ходжеса определена нами в [8] с помощью связанных с точкой х пространства Z системы расширяющихся множеств U(x, r), r > 0, такой, что U(x, r1) является частью U(x, r2) при r1 < r2, а объединение всех U(x, r) при r > 0 совпадает с Z. Пусть г* - точная нижняя грань r таких, что U(x, r) содержит не менее kn элементов выборки,
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
5
тогда обобщенной оценкой типа Фикс - Ходжеса называется fn(x) = kJp(U(x, r*)).
Если Z является метрическим пространством с метрикой d или же пространством с показателем различия d, то естественно использовать U(x, r) = {y: d(x, y) < r}.
Есть и иные методы оценки плотности случайной величины. Так, в [16] предложено находить оценку как решение экстремальной статистической задачи. По существу речь о том, чтобы оптимально оценить число слагаемых в частном случае проекционных оценок Ченцова, однако ссылки на работы Н.Н. Ченцова отсутствуют. Оценки находятся лишь численно. В [17, 18] предложено использовать аналог проекционных оценок для квадратного корня из плотности вероятности.
Рассмотрим частный случай Z = R1, d(x, X) = | x - X |, b(hn, x) = hn. Известно, что среди ядерных оценок вида (4) можно найти сходящиеся с наилучшей возможной по порядку величины скоростью [19, с.321].
Аналогичный результат верен и для проекционных оценок Ченцова [9]. В
2
[8] нами найдены главные члены среднего квадрата ошибки M(fn(x) - f(x)) для оценки (4) типа Парзена - Розенблатта с ядерной функцией K(u) = 0,5 при |u| < 1 и K(u) =0 при |u| > 1 (согласно [20, с.96]) и для оценки Фикс -Ходжеса, вычисленные нами на основе [21]. Оптимальный порядок скорости сходимости для обеих оценок одинаков и достигается при kn = nhn = n45 (отметим, что вопреки мнению [14, с.188] следует выбирать kn достаточно большим). При этом множители перед степенями kn и hn в формулах для средних квадратов ошибок являются функциями от плотности и ее второй производной, причем сравнить эти множители в общем случае не представляется возможным: результат сравнения зависит от конкретного вида указанных функций.
Из сказанного с учетом результатов работ [22, 23] вытекает, что в классическом случае Z = Rk нет оснований установить, какими из
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
6
различных видов непараметрических оценок плотности следует пользоваться. Поэтому в статистике объектов нечисловой природы целесообразно проработать возможность использования оценок плотности различных типов. При этом выделяются линейные оценки, поскольку они согласно (2) являются суммами случайных функций, независимых и одинаково распределенных в силу того, что X1, X2 ,..., Xn - выборка. Их легко реализовать численно. Среди конкретных видов линейных оценок выделяются ядерные оценки [24], поскольку разработаны аксиоматические подходы к выбору метрики в пространствах объектов нечисловой природы
[1]. Ядерные оценки выгодно отличаются от гистограммных отсутствием произвола при выборе разбиений Tn. Ядерные оценки при фиксированной метрике (показателя различия) d имеют конкретный вид с точностью до ядерной функции K(u) и последовательности hn показателей размытости, как и в классическом случае.
Будем рассматривать сходимость по вероятности. Перенос результатов на случай сходимости с вероятностью 1 обычно не вызывает трудностей.
3. Линейные оценки
Положим Yin = Yin(x) = gn(x, X), тогда согласно (2)
fn(x) = 1 £Y<n . (5)
n 1£i £n
Поскольку случайные величины Yin независимы и одинаково распределены, то согласно (5) для состоятельности и асимптотической нормальности fn(x) необходимо и достаточно, чтобы при безграничном росте объема выборки n были выполнены предельные соотношения
Mfn (x) = MYn ® f (x), Df„ (x) =1 DYn ® 0. (6)
n
Укажем естественные условия, при которых справедливы соотношения (6).
Поскольку
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
7
Mfn (x) = Mgn(У X 1) = j gn(У У )f(У)p(dy), (7)
Z
то для существования математического ожидания Mfn(x) достаточно, чтобы были выполнены следующие условия:
(I) Cin = j I gn(У У) I p(dy) < ¥,
Z
(II) C2 = sup f (x) <¥ .
xeZ
Выполнение условия (I) можно обеспечить путем выбора gn, в то время как условие (II) наложено на неизвестную плотность f Нам понадобится условие нормировки
(III) j gn(x, У )p(dy) =1.
Z
Если gn(x, y) = gn(y, x), то условие (III) вытекает из естественного требования того, чтобы функция fn(x) была плотностью, т.е.
j fn (x)P(dx) = jgn (x, X1)P(dx) = 1. (8)
ZZ
Из соотношения (7) и условия (III) следует, что
Mfn(x) - f (x) = j gn(x, y)(f (y) - f (x))P(dy). (9)
Z
Для того, чтобы изучить интеграл в правой части (9), разобьем его на два -по окрестности U(x) точки x и по ее внешности Z \ U(x). Чтобы такое разбиение позволило получить полезные выводы, введем условие (IV).
(IV) Функция f непрерывна в точке x.
Возьмем произвольное число a > 0. В силу условия (IV) существует окрестность U(x) точки x такая, что
| f (x) - f (y)|< a (10)
для всех точек y из окрестности U(x) точки x.
Замечание. Вплоть до условия (IV) пространство (Z, A) рассматривалось как измеримое. В условии (IV) появилось понятие непрерывности, т.е. предположение, что Z - топологическое пространство.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
8
Будем считать, что измеримая и топологическая структуры пространства Z согласованы между собой, т.е. открытые множества измеримы. Для Z из конечного числа элементов, представляющих основной интерес в нечисловой статистике [1], это условие выполнено тривиально.
Согласно (9) имеем
Wn(x) - f(x) = jgn (x y)(f(y) - f(x))p(dy) + jgn (x y)(f(y) - f(x))p(dy). (11)
U (x) Z\U (x)
Каждое из слагаемых в правой части (11) рассмотрим по отдельности. Для первого из них справедлива цепочка неравенств:
jgn(У y)(f (y) - f (x))p(dy) < jI gn(x, y) II f (y) - f (x) I p(dy) <
U(x) U(x) (12)
< a j1 gn(x, y) 1 p(dy) < a j1 gn(x, y) 1 p(dy) = ac1n.
U ( x ) Z
Чтобы гарантировать, что первое слагаемое в (11) стремится к 0, когда a стремится к 0, добавим новое условие:
(V) sup сы = c!( x) <¥
n
(отметим, что в условии (I) c1n = c1n(x)). Тогда
j gn(x, y)(f (y) - f (x))p(dy)
U ( x )
< acj( x).
(13)
Для второго неравенства в (11) с учетом неравенства
| f (y) - f (x) < supl/(z), z є Z}
справедлива оценка
j gn(x, y)(f (y) - f (x))p(dy) < C2 j| gn(x, y) | p(dy)
Z\U ( x) Z\U ( x)
(14)
Для того, чтобы правая часть неравенства (14) стремилась к 0 при безграничном росте n, введем условие (VI).
(VI) Для любой окрестности U(x) точки x
lim j| gn(x, y)| p(dy) = 0.
n®¥ J
Z \U ( x )
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
9
Теорема 1. Если условия (I) - (VI) выполнены, то
lim Mfn (х) = f(х). (15)
Доказательство. Рассмотрим малое число b > 0. Положим а = b/(2c1(x)). Рассмотрим окрестность U(x) = U(x, b) такую, что неравенство
(10) выполнено для этого а. Тогда правая часть неравенства (13) равна b/2. Из условия (VI) следует, что существует число n0 = n0(x, b) такое, что
Г b
j I gn(х, y )l p(dy) < — (16)
Z\U ( х) 2c2
при n > n0, следовательно, правая часть неравенства (14) меньше b/2. Из равенства (11) следует, что Mfn(x) - f(x)| < b при n > n0, следовательно, соотношение (15) выполнено.
Замечание. При доказательстве теоремы 1 использовалось только равенство (7), т.е. одинаковая распределенность элементов выборки X - их независимость не требовалась.
Если случайные величины Yin = gn(x, X) некоррелированы и имеют дисперсию, то
Dfn (х) = - Dgn (У X 1) =
n
- fj g.
( х, y ) f (y ) p(dy ) - iMfn( х)]2
(17)
Для существования дисперсии Dfn(x) достаточно предположить, что выполнено условие
(VII) dn = dn (х) = jgl(х, y)p(dy) < ^,
Z
Учитывая условия (I), (II) и равенство (17). Напрашивающееся условие ограниченности последовательности dn является слишком жестким - ему не удовлетворяют ядерные оценки (4).
Теорема 2. Пусть случайные величины Yin = gn(x, X), i = 1, 2, ..., n, независимы и одинаково распределены, выполнены условия (I) - (VII) и
lim -Dgn(х, X 1) = 0, Dgn(У X 1) ф 0. (18)
п®¥ п
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
10
Тогда fn(x) - состоятельная и асимптотически нормальная оценка плотности f в точке х.
Доказательство. Из теоремы 1, соотношений (17) и (18) следует, что средний квадрат ошибки M(fn(x) - fx)) стремится к 0 при безграничном росте объема выборки n, и с помощью неравенства Чебышёва получаем состоятельность. Асимптотическая нормальность следует из Центральной предельной теоремы (следствие на с.255 [25]), поскольку случайные величины Yin независимы, одинаково распределены и имеют ненулевую дисперсию.
Замечание 1. Для проекционных оценок условие (VI) не выполнено. Они отражают плотность «в целом», а оценки, удовлетворяющие условие (VI), - локально.
Замечание 2. Условия (I) - (VII) проверяют для конкретных видов оценок.
4. Оценивание вероятности попадания в область
Получим аналог равенства (1), определяющего понятие плотности, для оценок плотности fn(x). Для любого события A, любого малого числа e >0 и любого натурального числа n = 1, 2, ..., положим
Гр(А I e n) = jx є A : 11 gn (y, x)| p(dy) > eju jx є Z \A : J | gn (y, x) | p(dy) > e|. (19)
Содержательный смысл Гр(А|є,п) - окрестность границы множества А, заданная в терминах gn.
Теорема 3. Пусть выполнены условия (III), (V) равномерно для всех x
из Z и
limP{X1 є Гр(А | e,n)} = 0 (20)
n®¥
для любого e > 0. Тогда по вероятности
lim J fn (x)P(dx) = P{X1є A}. (21)
n®¥ J
A
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
11
Доказательство. Выборку X1, X2 ,..., Xn разобьем на три части: Н1 -совокупность тех элементов выборки, которые входят во внутреннюю часть А, т.е. в A \ Гр(А\е,п), Н2 - множество результатов наблюдений, попавших в Гр(А\е,п), и Н3 - множество результатов наблюдений, лежащих в остальной части Z, т.е. в дополнении к объединению А и Гр(А\е,п). Тогда сумма, задающая линейную оценку плотности согласно (2), разбивается на три суммы в соответствии с делением выборки на три части Н1, Н2, Н3:
С \
fn (X ) = -п
Z gn (X Xi ) + Z gn (x, Xi ) + Z gn (X Xi )
ух,еН! Xi єН 2 X^eHз
(22)
Для Xi из Н1 в силу (19) и условия (III)
j gn (X Xi )P(dx) - 1
< е.
(23)
А
Аналогично для X из Н3 по тем же причинам
j gn (X Xi )P(dx)
< е.
(24)
Наконец, для Xi из Н2 в силу условия (V) (а также условия (I))
j gn (X, Xi )P(dx) £ j \ gn (X Xi ) \ P(dx) £ с1.
А Z
Из последних четырех формул (22) - (25) следует, что
j fn (X)P(dx) - 1Н' \
(25)
£ еС 1Н1\+1Н з \ 'і+c ш _
(26)
А
где \НІ\ обозначает число элементов множества Ні, i = 1, 2, 3.
Первое слагаемое в правой части неравенства (26) не превосходит е. Рассмотрим второе. Случайная величина \Н2\ является числом успехов в n испытаниях Бернулли с вероятностью успеха P в каждом испытании, где P есть вероятность попадания случайной величины (элемента) X1 в Гр(А\є,п). Из соотношения (20) и неравенства Чебышёва следует, что второе слагаемое в правой части неравенства (26) стремится к 0 при безграничном росте объема выборки n.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
12
Рассмотрим левую часть неравенства (26). Случайная величина \Н1\ является числом успехов в п испытаниях Бернулли с вероятностью успеха p в каждом испытании, где p есть вероятность попадания случайной величины (элемента) Х1 во внутренность множества А, т.е. в A \ Гр(А\е,п). В силу соотношения (20) эта вероятность успеха при безграничном росте объема выборки п стремится к вероятности попадания случайной величины Х1 в множество А. Из неравенства (26) и последних утверждений вытекает соотношение (21). Теорема 3 доказана.
5. Сходимость выборочной моды к теоретической
Обсудим сходимость выборочной моды к теоретической. Поскольку выборочная мода есть Arg max{/n(x)}, где максимум берется по всем x из Z, а теоретическая мода есть Arg max{/(x)}, где максимум берется по тем же x, то для доказательства сходимости выборочной моды к теоретической кажется естественным применить методы изучения асимптотики решений экстремальных статистических задач (см. [1], [26]). Однако возникают сложности, связанные с тем, что случайные функции gn(x, X) не являются ограниченными сами и их дисперсии также не ограничены. Кроме того, эти функции не являются асимптотически равномерно разбиваемыми [26]. В общей теории асимптотики решений экстремальных статистических задач показано, что асимптотическая равномерная разбиваемость тесно связана с равномерной сходимостью, в то время как для линейных оценок плотности на прямой, как известно, [20, с.68-70], требуется выполнение ряда условий. Поэтому нельзя ожидать простоты формулировок аналогичных результатов для пространств общей природы [27]. Приведем один результат о сходимости выборочной моды к теоретической.
Теорема 4. Пусть Z состоит из конечного числа элементов, условия теоремы 2 выполнены для всех x из Z. Тогда выборочная мода сходится к теоретической по вероятности при росте объема выборки.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
13
Доказательство вытекает из теоремы 2.2.2 [1] и теоремы 2 выше.
Пусть множество Z конечно, сигма-алгебра A измеримых подмножеств совпадает с множеством всех подмножеств Z, мера p -считающая, т.е. p({x}) = 1 для любого x из Z. Тогда f(x) = P(X1 = x) для любого x из Z, условия (I), (II), (IV) и (VII) всегда выполнены, условия (III), (V) и (VI) переходят в условия
Е gn(x, У) =1, (27)
yeZ
max Е| gn(x, у )| <¥ (28)
n ycZ
lim Е| gn(x, у )|=0 (29)
П®¥
у: у ф x
соответственно. Условие (29) можно заменить на более простое: для любого x из Z
lim gn(у x) = L (30)
n®¥
Обычная оценка вероятности P(X1 = x) - частота (число совпадений элементов выборки с точкой x, деленное на объем выборки) - является частным случаем гистограммной оценки (3), если области разбиения Tn есть одноэлементные множества {x}. Переход к использованию gn позволяет «сглаживать» частотную оценку.
Замечание. Поскольку плотность вероятности f > 0, то
представляется естественным потребовать, чтобы выполнялось условие fn > 0, а потому и условие gn > 0, что делает ненужным условие (I). Однако при этом увеличивается смещение и уменьшается скорость сходимости ядерных оценок (4). Оказывается целесообразным использование знакопеременных ядерных функций (см. [1], [24]). Поэтому мы не считаем целесообразным принимать условие fn > 0.
Асимптотической теории конкретных видов линейных оценок, а также применению линейных оценок и их частных видов для решения различных задач нечисловой статистики (построения оценок условной
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
14
плотности, условного среднего, т.е. регрессионной зависимости, правил принятия решений в дискриминантном анализе, при проверке гипотезы однородности двух выборок и др. [28]) должны быть посвящены отдельные публикации.
Отметим близость и взаимопереплетение методологических подходов нечисловой статистики (статистики объектов нечисловой природы, статистики нечисловых данных) и системной нечеткой интервальной математики [29, 30].
Литература
1. Орлов А.И. Организационно-экономическое моделирование: учебник : в 3
ч. Часть 1: Нечисловая статистика. - М.: Изд-во МГТУ им. Н.Э. Баумана. 2009. - 541 с.
2. Вероятность и математическая статистика: Энциклопедия / Гл. ред. Ю.В. Прохоров. - М.: Большая Российская Энциклопедия, 1999. - 910 с.
3. Ибрагимов И. А., Розанов Ю.А. Гауссовские случайные процессы. - М.: ЁЁ Медиа, 2012. - 385 с. (М.: Наука, 1970. - 384 с.).
4. Липцер Р.Ш., Ширяев А.Н. Статистика случайных процессов. - М.: Наука, 1974. - 696 с.
5. Скороход А.В. Интегрирование в гильбертовом пространстве. - М.: Наука, 1975. - 232 с.
6. Орлов А.И. Статистика объектов нечисловой природы и экспертные оценки // Экспертные оценки / Вопросы кибернетики. Вып.58. - М.: Научный Совет АН СССР по комплексной проблеме «Кибернетика», 1979. - С. 17-33.
7. Смирнов Н.В. О приближении плотностей распределения случайных величин // Ученые записки МГПИ им. В.П. Потемкина. - 1951. - Т.ХУІ. - Вып.3. -
С.69-96.
8. Орлов А.И. Непараметрические оценки плотности в топологических пространствах // Прикладная статистика. Ученые записки по статистике, т.45. - М.: Наука, 1983. - С. 12-40.
9. Ченцов Н. Н. Статистические решающие правила и оптимальные выводы. - М.: ЁЁ Медиа, 2012. - 524 с. (М.: Наука, 1972. - 520 с.).
10. Орлов А.И. Статистика объектов нечисловой природы // Теория вероятностей и ее применения. - 1980. - Т.ХХУ. - №3. - С.655-656.
11. Rosenblatt M. Remarks on some nonparametric estimates of a density function // Ann. Math. Statist. - 1956. - У.27. - N 5. - P. 832 - 837.
12. Parzen E. On estimation of a probability density function and mode // Ann. Math. Statist. - 1962. - У.33. - N 6. - P. 1065-1076.
13. Fix E., Hodges J.L. Discriminatory analysis: nonparametric discrimination: consistency properties. - Rep. N 4. - USAF school of Aviation Medicine. - Texas. - February 1951. - Project 21-49-004. - Contract AF-41-(128)-31.
14. Фукунага К. Введение в статистическую теорию распознавания образов. -М.: Наука, 1979. - 368 с.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
15
15. Дуда Р., Харт П. Распознавание образов и анализ сцен. - М.: Мир, 1976. -
511 с.
16. Вапник В.Н., Стефанюк А.Р. Непараметрические методы восстановления плотности вероятности // Автоматика и телемеханика. - 1978. - №8. - С.38 - 52.
17. Богданов Ю.И. Информация Фишера и непараметрическая
аппроксимация плотности распределения // Заводская лаборатория. - 1998. - №7. -
С.56-61.
18. Богданов Ю.И. Метод максимального правдоподобия и корневая оценка плотности распределения // Заводская лаборатория. - 2004. - №3. - С.51- 59.
19. Ибрагимов И.А., Хасьминский Р.З. Асимптотическая теория оценивания. - М.: Наука, 1979. - 528 с.
20. Мания Г.М. Статистическое оценивание распределения вероятностей. -Тбилиси: Изд-во Тбилисского ун-та, 1974. - 240 с.
21. Мешалкин Л.Д. Локальные методы классификации // Статистические методы классификации: Вып.1. - М.: Изд-во МГУ им. М.В. Ломоносова, 1969. - С.58-
78.
22. Деврой Л., Дьерди Л. Непараметрическое оценивание плотности (L1 -подход). - М.: Мир, 1988. - 408 с.
23. Лапко А.В., Лапко В.А. Непараметрическая оценка плотности вероятности независимых случайных величин // Стохастические системы. - 2011. -№3(29). - С.118-124.
24. Орлов А.И. Ядерные оценки плотности в пространствах произвольной природы // Статистические методы оценивания и проверки гипотез. Межвузовский сборник научных трудов. - Пермь: Пермский госуниверситет, 1996. - С.68-75.
25. Гнеденко Б.В. Курс теории вероятностей. Изд. 6-е, перераб. и доп. - М.: Наука, 1988. - 448 с.
26. Орлов А.И. Асимптотика решений экстремальных статистических задач // Анализ нечисловых данных в системных исследованиях. Сборник трудов. Вып.10. -М.: Всесоюзный научно-исследовательский институт системных исследований, 1982. -
С. 4-12.
27. Орлов А.И. Оценки плотности в пространствах произвольной природы // Статистические методы оценивания и проверки гипотез: межвуз. сб. науч. тр. / Перм. гос. нац. иссл. ун-т. - Пермь, 2013. - Вып. 25. - С.21-33.
28. Орлов А.И. О развитии статистики объектов нечисловой природы //
Политематический сетевой электронный научный журнал Кубанского
государственного аграрного университета (Научный журнал КубГАУ) [Электронный ресурс]. - Краснодар: КубГАУ, 2013. - №09(093). С. 273 - 309. - IDA [article ID]: 0931309019. - Режим доступа: http://ei.kubagro.ru/2013/09/pdf/19.pdf.
29. Луценко Е.В. Орлов А.И. Системная нечеткая интервальная математика
(СНИМ) - перспективное направление теоретической и вычислительной математики // Политематический сетевой электронный научный журнал Кубанского
государственного аграрного университета (Научный журнал КубГАУ) [Электронный ресурс]. - Краснодар: КубГАУ, 2013. - №07(091). С. 255 - 308. - IDA [article ID]: 0911307015. - Режим доступа: http://ej.kubagro.ru/2013/07/pdf/15.pdf.
30. Орлов А.И., Луценко Е.В. Системная нечеткая интервальная математика. Монография (научное издание). - Краснодар, КубГАУ. 2014. - 600 с.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
16
References
1. Orlov A.I. Organizacionno-jekonomicheskoe modelirovanie: uchebnik : v 3 ch. Chast' 1: Nechislovaja statistika. - M.: Izd-vo MGTU im. N.Je. Baumana. 2009. - 541 s.
2. Verojatnost' i matematicheskaja statistika: Jenciklopedija / Gl. red. Ju.V. Prohorov. - M.: Bol'shaja Rossijskaja Jenciklopedija, 1999. - 910 s.
3. Ibragimov I.A., Rozanov Ju.A. Gaussovskie sluchajnye processy. - M.: JoJo Media, 2012. - 385 s. (M.: Nauka, 1970. - 384 s.).
4. Lipcer R.Sh., Shirjaev A.N. Statistika sluchajnyh processov. - M.: Nauka, 1974. - 696 s.
5. Skorohod A.V. Integrirovanie v gil'bertovom prostranstve. - M.: Nauka, 1975.
- 232 s.
6. Orlov A.I. Statistika ob#ektov nechislovoj prirody i jekspertnye ocenki // Jekspertnye ocenki / Voprosy kibernetiki. Vyp.58. - M.: Nauchnyj Sovet AN SSSR po kompleksnoj probleme «Kibernetika», 1979. - S. 17-33.
7. Smirnov N.V. O priblizhenii plotnostej raspredelenija sluchajnyh velichin // Uchenye zapiski MGPI im. V.P. Potemkina. - 1951. - T.XVI. - Vyp.3. - S.69-96.
8. Orlov A.I. Neparametricheskie ocenki plotnosti v topologicheskih prostranstvah // Prikladnaja statistika. Uchenye zapiski po statistike, t.45. - M.: Nauka, 1983.
- S. 12-40.
9. Chencov N.N. Statisticheskie reshajushhie pravila i optimal'nye vyvody. - M.: JoJo Media, 2012. - 524 s. (M.: Nauka, 1972. - 520 s.).
10. Orlov A.I. Statistika ob#ektov nechislovoj prirody // Teorija verojatnostej i ee primenenija. - 1980. - T.XXV. - №3. - S.655-656.
11. Rosenblatt M. Remarks on some nonparametric estimates of a density function // Ann. Math. Statist. - 1956. - V.27. - N 5. - P. 832 - 837.
12. Parzen E. On estimation of a probability density function and mode // Ann. Math. Statist. - 1962. - V.33. - N 6. - P. 1065-1076.
13. Fix E., Hodges J.L. Discriminatory analysis: nonparametric discrimination: consistency properties. - Rep. N 4. - USAF school of Aviation Medicine. - Texas. - February 1951. - Project 21-49-004. - Contract AF-41-(128)-31.
14. Fukunaga K. Vvedenie v statisticheskuju teoriju raspoznavanija obrazov. - M.: Nauka, 1979. - 368 s.
15. Duda R., Hart P. Raspoznavanie obrazov i analiz scen. - M.: Mir, 1976. - 511 s.
16. Vapnik V.N., Stefanjuk A.R. Neparametricheskie metody vosstanovlenija plotnosti verojatnosti // Avtomatika i telemehanika. - 1978. - №8. - S.38 - 52.
17. Bogdanov Ju.I. Informacija Fishera i neparametricheskaja approksimacija plotnosti raspredelenija // Zavodskaja laboratorija. - 1998. - №7. - S.56-61.
18. Bogdanov Ju.I. Metod maksimal'nogo pravdopodobija i kornevaja ocenka plotnosti raspredelenija // Zavodskaja laboratorija. - 2004. - №3. - S.51- 59.
19. Ibragimov I.A., Has'minskij R.Z. Asimptoticheskaja teorija ocenivanija. - M.: Nauka, 1979. - 528 s.
20. Manija G.M. Statisticheskoe ocenivanie raspredelenija verojatnostej. - Tbilisi: Izd-vo Tbilisskogo un-ta, 1974. - 240 s.
21. Meshalkin L.D. Lokal'nye metody klassifikacii // Statisticheskie metody klassifikacii: Vyp.1. - M.: Izd-vo MGU im. M.V. Lomonosova, 1969. - S.58-78.
22. Devroj L., D'erdi L. Neparametricheskoe ocenivanie plotnosti (L1 -podhod). -M.: Mir, 1988. - 408 s.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
Научный журнал КубГАУ, №99(05), 2014 года
17
23. Lapko A.V., Lapko V.A. Neparametricheskaja ocenka plotnosti verojatnosti nezavisimyh sluchajnyh velichin // Stohasticheskie sistemy. - 2011. - №3(29). - S.118-124.
24. Orlov A.I. Jadernye ocenki plotnosti v prostranstvah proizvol'noj prirody // Statisticheskie metody ocenivanija i proverki gipotez. Mezhvuzovskij sbornik nauchnyh trudov. - Perm': Permskij gosuniversitet, 1996. - S.68-75.
25. Gnedenko B.V. Kurs teorii verojatnostej. Izd. 6-e, pererab. i dop. - M.: Nauka, 1988. - 448 s.
26. Orlov A.I. Asimptotika reshenij jekstremal'nyh statisticheskih zadach // Analiz nechislovyh dannyh v sistemnyh issledovanijah. Sbornik trudov. Vyp.10. - M.: Vsesojuznyj nauchno-issledovatel'skij institut sistemnyh issledovanij, 1982. - S. 4-12.
27. Orlov A.I. Ocenki plotnosti v prostranstvah proizvol'noj prirody // Statisticheskie metody ocenivanija i proverki gipotez: mezhvuz. sb. nauch. tr. / Perm. gos. nac. issl. un-t. - Perm', 2013. - Vyp. 25. - S.21-33.
28. Orlov A.I. O razvitii statistiki ob#ektov nechislovoj prirody // Politematicheskij setevoj jelektronnyj nauchnyj zhurnal Kubanskogo gosudarstvennogo agrarnogo universiteta (Nauchnyj zhurnal KubGAU) [Jelektronnyj resurs]. - Krasnodar: KubGAU, 2013. -№09(093). S. 273 - 309. - IDA [article ID]: 0931309019. - Rezhim dostupa: http://ej.kubagro.ru/2013/09/pdf/19.pdf.
29. Lucenko E.V. Orlov A.I. Sistemnaja nechetkaja interval'naja matematika (SNIM) - perspektivnoe napravlenie teoreticheskoj i vychislitel'noj matematiki // Politematicheskij setevoj jelektronnyj nauchnyj zhurnal Kubanskogo gosudarstvennogo agrarnogo universiteta (Nauchnyj zhurnal KubGAU) [Jelektronnyj resurs]. - Krasnodar: KubGAU, 2013. - №07(091). S. 255 - 308. - IDA [article ID]: 0911307015. - Rezhim dostupa: http://ej.kubagro.ru/2013/07/pdf/15.pdf.
30. Orlov A.I., Lucenko E.V. Sistemnaja nechetkaja interval'naja matematika. Monografija (nauchnoe izdanie). - Krasnodar, KubGAU. 2014. - 600 s.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/03.pdf
