Die asymptotische Verteilung des Likelihood-Quotienten-Tests für ...
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6.1. Asymptotik im 1-Stichprobenfall 53<br />
ist. Nach dem starken Gesetz der großen Zahlen (siehe A.1) gilt dann<br />
( (<br />
) )<br />
1<br />
n∑<br />
P lim log g(X i , r 0 ) − 1 n∑<br />
log f(X i , θ min ) < 0 = 1 .<br />
n→∞ n<br />
n<br />
i=1<br />
i=1<br />
<strong>Die</strong>ses impliziert<br />
(<br />
P<br />
lim<br />
n→∞<br />
(<br />
)<br />
Q n (θ min ) − inf Q n (θ)<br />
θ∈Θ 0 : ‖θ‖≥r 0<br />
)<br />
< 0 = 1.<br />
Somit schließt man θ min ∈ B r0 := {θ : ‖ θ ‖≤ r 0 } ∩ Θ 0 und<br />
(<br />
P<br />
(ˆθr n − ˜θ<br />
)<br />
n<br />
lim<br />
n→∞<br />
)<br />
= 0 = 1 (6.5)<br />
mit<br />
Weiter gilt auch<br />
˜θ n = inf<br />
θ∈B r0<br />
Q n (θ) .<br />
Q(θ min ) = inf<br />
θ∈B r0<br />
Q(θ).<br />
Da B r0<br />
präkompakt ist, gilt nach Mickey’s Theorem (siehe A.4)<br />
Q n (θ) a.s. −→ Q(θ)<br />
gleichmäßig <strong>für</strong> alle θ in B r0 .<br />
Wenn ˜θ n nun Q n (θ) in B r0 minimiert und θ min Q(θ) eindeutig in B r0 minimiert, so ergibt<br />
White’s Lemma (siehe A.5), dass aus Q n (θ) a.s. −→ Q(θ) gleichmäßig in B r0<br />
˜θ n<br />
a.s.<br />
−→ θ min<br />
folgt. Mit (6.5) wird<br />
geschlossen.<br />
ˆθ r n<br />
a.s.<br />
−→ θ min .<br />
Korollar 6.5. Seien die Bedingungen R, B1 und B3 erfüllt und das Minimum min θ∈Θ K(θ (0) , θ)<br />
bei θ min eindeutig. Sei θ ∗ ∈ Θ 0 wie in Theorem 6.2 mit l n (θ ∗ ) − l n (ˆθ r n) = o p ( √ n), so gilt<br />
θ ∗ = θ min = arg min<br />
θ∈Θ 0<br />
K(θ (0) , θ).<br />
Beweis. <strong>Die</strong> Notationen <strong>für</strong> Q und Q n aus dem Beweis von Theorem 6.4 werden übernommen.<br />
Aus<br />
folgt<br />
l n (θ ∗ ) − l n (ˆθ r n) = o p ( √ n) = o p (n)<br />
Q n (ˆθ r n)<br />
P<br />
−→ Q n (θ ∗ ).