Chương 1 Kiến thức chuẩn bị Trong chương này, ta nhắc lại định nghĩa không gian định chuẩn (xem [6]), một số phân phối cơ bản (xem [5], [I6]), hàm tự hiệp phương sai (xem [HI|), hàm moment (xem [2|), hàm cumulant (xem [9] và xem [3|), phương pháp kiểm định Hotelling (xem [[|), định lý giới hạn trung tâm Linderberg (xem [8]) va dãy trộn (mixing processes) (xem [8]).1 Không gian định chuẩn Định nghĩa 1. Giả sử X là một không gian vectơ trên trudng sé K(K = R hay K = C). Một ánh xạ ||-||: X —> R được gọi là một chuẩn trên X nếu thỏa mãn các điều kiện sau với moi x, y € X, véi moi \e K i) [lel] > 0: ||| <0 x =0; ii) IIAzll = IAI-lzll iii) jz + | < llzll + lla|l: Khi đó, (X, ||-|J) được gọi là một không gian tuyến tính định chuẩn. Với mọi Jứn: an) € R”, ta c6 cdc chuan thong dung sau lz ||, = ° |z;| được gọi là chuẩn ñ, i=l n lz].
= (> || Đi được gọi là chuẩn is hay chuẩn Euclide, =1 P 2 l+lly = (CS lai)” với Ì <p< oo được gọi là chuẩn j„, II max ax sn được gọi là chuẩn vô cùng. Cho A⁄„ là tập các ma trận vuông cấp n. Anh xa |le|| : M, > R được gọi la một chuan ma tran trén M, nếu thỏa mãn các điều kiện sau với mọi 4, B e A„, với mọi À e R i) All > 0; |All = 0 A=; ñ) JA4ll = lÀI.IAll: iii) ||A+ Bl] < ILAlI + II: iv) JAB|| < ||AII|LBI. Với mọi ma trận vuông cấp ø, ta định nghĩa các chuẩn ma trận thông dụng sau n |Ali = max ` |4.2 Phân phôi chuân nhiều chiều Ta bắt đầu mục này với phân phối chuẩn một chiều.
Một biến ngẫu nhiên X được gọi là có phân phối chuẩn W(,ø?) nếu nó có hàm mật độ (w=)? e 207 «eR, trong dé p va o? lan luot 1A ky vong và phương sai của biến ngẫu nhiên X. Phân phối chuẩn nhiều chiều là tổng quát của phân phối chuẩn một chiều. (xem [10], trang 43) Giả sử ¿ là mot vecto trong R? va Ð là một ma trận vuông cấp p đối xứng xác định dương.,Xp) € R? được gọi là có phân phối chuẩn nhiều chiều W„(¿, 5) nếu nó có hàm mật độ ƒ(œ)= (a — p)/=7 tự — y)\.oe RP, mm op {3 với det(>) là định thức của 3. Nếu p = 0 (0 1A vecto khong trong R?) va © = J (J 1A ma tran don vi cap p) thì hàm mật độ của X trở thành ƒ()= Omer cxp{~5(z — 8)'(— whe eR va N,(0,1) duge goi là phân phối chuẩn tắc nhiều chiều.
5 Ta phát biểu mà không chứng minh các mệnh đề sau. 2 Ø21 OF Suy ra, hệ số tương quan giữa hai biến ngẫu nhiên Xị và X; là O21 ———— Ø172` Hơn nữa, hàm mật độ của X là f(x,y) = —= exp { — mB) le —H) + ( 2) 2) (52))} vi (x,y) € R?.3 Phan phéi Gumbel Phan phối Gumbel thường được dùng để mô tả phân phối của giá trị lớn nhất hay giá trị nhỏ nhất, sử dụng phân tích lượng mưa lớn nhất hằng năm hay thể tích nước sông giảm đi lớn nhất hằng tháng, v. Gumbel đã chứng minh được rằng giá trị lớn nhất của một mẫu các quan sát có phân phối mũ hội tụ theo phân phối về phân phối Gumbel khi kích thước mẫu lớn. Mot bién ngẫu nhiên X được gọi là có phân phối Gumbel cực tiểu với các tham số > 0 và ø > 0 nếu X có hàm mật độ ƒ(u) = 1 exp (z(u) — c2), weR, U với z(u) = “—”, Khi đó, ta ký hiệu X ~ Gumbel,,(7,v).
Trudng hop 7 = 0 và v v = 1 được gọi là phân phối Gumbel chuẩn tắc cực tiểu và hàm mật độ trở thành ƒ(u) = cxp(u — e*). 6 Tương tự, một biến ngẫu nhiên X được gọi là có phân phối Gumbel cực đại với các tham số ¡ > 0 và > 0 nếu nó có hàm mật độ ƒ(u)= 1 exp ( — z(u) — eo), weR. UV Khi do, ta ký hiệu X ~ Gumbely;(n, v). Trường hợp ? = 0 và o = 1 được gọi là phân phối Gumbel chuẩn tắc cực đại và hàm mật độ trở thành f(u) = exp ( -u-e"), Ta phát biểu mà không chứng minh các mệnh dé sau.
Bién ngdu nhiên X ~ Gumbel„(n,u) có hàm phân phối Fx(u) =1 — exp E exp (— )] =1-e°". v Hon nia, neu 6 Tương tự, biến ngẫu nhién X ~ Gumbel(n,u) có hàm phân phối Tx(u) = exp E exp ( _— ?)| =e.5772 là hằng số Euler.4 Ham cumulant Trong ly thuyết xác suất và thống kê, x„ được gọi là cumulant bậc ø của một phân phối xác suất và đại lượng này là tập hợp các đại lượng được thay thế bởi các moment của phân phối. Nếu hai phân phối xác suất bất kỳ có cùng các moment thì các cumulant cũng giống nhau và ngược lại. Trong một số trường hợp, việc sử dụng các cumulant đơn giản hơn các moment.
Trước tiên, ta nhắc lại một số định nghĩa về hàm phân phối của phân phối chuẩn tắc, moment trung tâm bậc k và hàm sinh moment. Hàm phân phối của phân phối chuẩn tắc được ký hiệu là ®d ! ‘ aa zø)=—— e—? da. Hàm phân phối của phân phối chuẩn tắc có tính chất ®(—z) = 1— ®(z). Nếu X là một biến ngẫu nhiên và k là một số tự nhiên thì đại lượng #Z(X®) được gọi là moment bậc k của X và đại lượng gi — E(X))”] được gọi là moment trung tâm bậc k của X.
Hàm sinh moment của biến ngẫu nhiên X là kỳ vọng của biến ngẫu nhiên e'X, trong đó ¿ là số thực. Ta ký hiệu là Mx(Đ = E(e'*). Nếu X là biến ngẫu nhiên rời rạc với xác suất P(X = z;) = pự thì Mx(t) = Fp. k Nếu X là biến ngẫu nhiên liên tục với hàm mật độ ƒ(+) thì Mx(t) = / e'” f(x)dx.
Hàm sinh cumulant của biến ngẫu nhiên X được xác định bởi Kx(Ð =log(Mx(9). trong dé Mx(t) = E(e'*) 1a ham sinh moment cua biến ngẫu nhiên X. Đại lượng x„ được gọi là cumulant bậc n của biến ngẫu nhiên X được xác định từ khai triển chuỗi Maclaurin của hàm sinh cumulant x(£) tại fọ = 0 oo m Kx(t)= » Xn n=1 nt Ta phát biểu mà không chứng minh một số tính chất của cumulant như sau. Hàm cumulant đồng thời của vectơ ngẫu nhiên X =(Xị,.,X„)C]R" được xác định bởi „ Định lý 1.
Cho vecto ngẫu nhiên X = (XI,.,Xn) duoc goi la cumulant bậc n của X duoc xác định bởi xu(Xi,.1) T Ber ¡cB 7 Ben là tích trên mỗi phân hoạch ma. Tiếp theo, ta sẽ giới thiệu phương pháp phân tích đa biến đồng thời cũng là mở rộng của kiểm định /-test. Kiểm định này được gọi là kiểm định 7 được giới thiệu lần đầu bởi Hotelling (xem [I], trang 117).5 Phương pháp kiêm định Hotelling Ta bat dau muc nay với các định nghĩa về hai loại sai lầm thường gặp. Sai lầm loại I là xác suất bác bỏ giả thuyết /ọ khi Họ đúng.
Ta ký hiệu là P(sai lầm loại Ï) = a. Sai lầm loại II là xác suất chấp nhận giả thuyết Hạ khi H, đúng. Ta ký hiệu là P(sai lầm loại II) = đ. Khi đó, hàm 1 — Ø(/) được gọi là hàm khả năng của quy tắc kiểm định được xác định bởi xác suất bác bỏ #ọ khi Hụ sai.
Trong phân tích nhiều biến, ta so sánh hai kỳ vọng /ị và /¿ của hai mẫu độc lập có các ma trận hiệp phương sai bằng nhau; nghĩa là »¡ = »ạ = Ð. Cụ thể, Xi, Xa,., X„ € IRP và Y,Ya,. Vy € IRP lần lượt là các mẫu độc lập có cùng phân phối Ms, 5) và Ag(s,5), trong đó ”ị và øs lần lượt là các kỳ vọng của hai mẫu, ma trận hiệp phương sai chung ». Ta muốn kiểm định giả thuyết Ho: 1 = nạ; đôi thuyết Ay : py F poo.3) Tương tự, ta có thể xét các trường hợp E1 : py > py va Hy: < poo.
m n = XxX = Yj x Dat X = › “È# và Y = -È là các vectơ trung bình mẫu. n m k=1 k=1 Ta xdc dinh W, va W2 nhu sau: n Wi = (X;— X)(Xy — X = (n= 1) St k=l m ty =3 20, — Y)(ị — Y)P = (m = 1)8, k=1 trong dé (n—1)S1 va (m—1)S9 lan lugt 1a cdc ude lugng khong chéch ctta (n—1)¥ và (m — 1)3. Khi đó 1 #S=————(Mi +W›) = - n+m—2 Salm = 51 + (m — 1) 5] là một ước lượng không chệch của ma tran hiệp phương sai chung ». Ta biết rằng, nếu giả thuyết Hạ đúng thì giá trị thống kê của kiểm định £— test cho một chiều là X—Y t= —————— © tnt m-2, 2/1 1 Soa + in) trong d6 tnim—2 1A phan phối 5tudent với (n + m — 2) bậc tự do và 2 (n- 1)S2 + (m— 1)S7 P.
n+m—2 là ước lượng của phương sai chung o?. Khi đó, ta tổng quát trường hợp p chiều là nm T= (X-Y)s'(X-Y). (14) n+m Néu Ho ding thi T ~ Tổ S93 va n+m-— 2 bac tu do. Vậy giả thuyết Họ bị bác bỏ ở mức ý nghĩa œ khi va chi khi T > T? œ,p,n+m—2" trong đó TP ntm—2 1a phan phối Hotelling với p Các giá trị bác bỏ giả thuyết Hạ của 7 được thể hiện trong Bảng A.7 của tác gid Alvin C.6 Định lý giới hạn trung tâm Linderberg Ta bắt đầu mục này với định lý giới hạn trung tâm cho các biến ngẫu nhiên độc lập cùng phân phối.
(zem j15J, trang 262 ) Cho XỊ,Xa,. dãy các biến ngẫu nhiên độc lập cùng phân phối có kỳ uọng ¡ - _ 1 n va phương sai hữu hạn ơ? < oo. Đặt X„ = 5 So Xi. Khi do, m Xn TH Ø — N(0,1) theo phân phối.
Dịnh lý giới hạn trung tâm nói rằng trung bình mẫu X của một mẫu gồm các quan sát ngẫu nhiên Xị,., X„ độc lập từ một phân phối bất kỳ luôn có thể được xấp xỉ bởi phân phối chuẩn tắc W(0,1) khi kích thước mẫu đủ lớn (ø> 30); nghĩa là, với mọi ¡ € ]R lim p(w) < +) = ®(u), noo trong đó ®(u) là hàm phân phối của phân phối chuẩn tắc. (Day dừng - xem [Š|, trang 271, định nghĩa 8.1) Một dãy các biến ngẫu nhiên {X;};>¡ xác định trên (O,Z,P) gọi là dừng nghiêm ngặt nếu với mọi k > 1 phan phối xác suất của (X;;; : j = 1,2.,&) là như nhau cho tat ca i > 0.2 (xem [TI|, trang 16, định nghĩa 1. Cho chuỗi thời gian ding {X;:t € Z}. Hàm tự hiệp phương sai của {X;} tại độ trễ h là yx (h) = Cov(Xr41, Xt).