1

المرجع الالكتروني للمعلوماتية

تاريخ الرياضيات

الاعداد و نظريتها

تاريخ التحليل

تار يخ الجبر

الهندسة و التبلوجي

الرياضيات في الحضارات المختلفة

العربية

اليونانية

البابلية

الصينية

المايا

المصرية

الهندية

الرياضيات المتقطعة

المنطق

اسس الرياضيات

فلسفة الرياضيات

مواضيع عامة في المنطق

الجبر

الجبر الخطي

الجبر المجرد

الجبر البولياني

مواضيع عامة في الجبر

الضبابية

نظرية المجموعات

نظرية الزمر

نظرية الحلقات والحقول

نظرية الاعداد

نظرية الفئات

حساب المتجهات

المتتاليات-المتسلسلات

المصفوفات و نظريتها

المثلثات

الهندسة

الهندسة المستوية

الهندسة غير المستوية

مواضيع عامة في الهندسة

التفاضل و التكامل

المعادلات التفاضلية و التكاملية

معادلات تفاضلية

معادلات تكاملية

مواضيع عامة في المعادلات

التحليل

التحليل العددي

التحليل العقدي

التحليل الدالي

مواضيع عامة في التحليل

التحليل الحقيقي

التبلوجيا

نظرية الالعاب

الاحتمالات و الاحصاء

نظرية التحكم

بحوث العمليات

نظرية الكم

الشفرات

الرياضيات التطبيقية

نظريات ومبرهنات

علماء الرياضيات

500AD

500-1499

1000to1499

1500to1599

1600to1649

1650to1699

1700to1749

1750to1779

1780to1799

1800to1819

1820to1829

1830to1839

1840to1849

1850to1859

1860to1864

1865to1869

1870to1874

1875to1879

1880to1884

1885to1889

1890to1894

1895to1899

1900to1904

1905to1909

1910to1914

1915to1919

1920to1924

1925to1929

1930to1939

1940to the present

علماء الرياضيات

الرياضيات في العلوم الاخرى

بحوث و اطاريح جامعية

هل تعلم

طرائق التدريس

الرياضيات العامة

نظرية البيان

الرياضيات : الاحتمالات و الاحصاء :

k-Statistic

المؤلف:  Carver, H. C. (Ed.)

المصدر:  "Fundamentals of the Theory of Sampling." Ann. Math. Stat. 1

الجزء والصفحة:  ...

14-2-2021

2235

k-Statistic

The nth k-statistic k_n is the unique symmetric unbiased estimator of the cumulant kappa_n of a given statistical distribution, i.e., k_n is defined so that

 <k_n>=kappa_n,

(1)

where <x> denotes the expectation value of x (Kenney and Keeping 1951, p. 189; Rose and Smith 2002, p. 256). In addition, the variance

 var(k_r)=<(k_r-kappa_r)^2>

(2)

is a minimum compared to all other unbiased estimators (Halmos 1946; Rose and Smith 2002, p. 256). Most authors (e.g., Kenney and Keeping 1951, 1962) use the notation k_n for k-statistics, while Rose and Smith (2002) prefer k_n.

The k-statistics can be given in terms of the sums of the rth powers of the data points as

 S_r=sum_(i=1)^nX_i^r,

(3)

then

k_1 = (S_1)/n

(4)

k_2 = (nS_2-S_1^2)/(n(n-1))

(5)

k_3 = (2S_1^3-3nS_1S_2+n^2S_3)/(n(n-1)(n-2))

(6)

k_4 = (-6S_1^4+12nS_1^2S_2-3n(n-1)S_2^2-4n(n+1)S_1S_3+n^2(n+1)S_4)/(n(n-1)(n-2)(n-3))

(7)

(Fisher 1928; Rose and Smith 2002, p. 256). These can be given by KStatistic[r] in the Mathematica application package mathStatica.

For a sample size n, the first few k-statistics are given by

k_1 = mu

(8)

k_2 = n/(n-1)m_2

(9)

k_3 = (n^2)/((n-1)(n-2))m_3

(10)

k_4 = (n^2[(n+1)m_4-3(n-1)m_2^2])/((n-1)(n-2)(n-3)),

(11)

where mu is the sample mean, m_2 is the sample variance, and m_i is the ith sample central moment (Kenney and Keeping 1951, pp. 109-110, 163-165, and 189; Kenney and Keeping 1962).

The variances of the first few k-statistics are given by

var(k_1) = (kappa_2)/n

(12)

var(k_2) = (kappa_4)/n+(2kappa_2^2)/(n-1)

(13)

var(k_3) = (kappa_6)/n+(9kappa_2kappa_4)/(n-1)+(9kappa_3^2)/(n-1)+(6nkappa_2^3)/((n-1)(n-2))

(14)

var(k_4) = (kappa_8)/n+(16kappa_2kappa_6)/(n-1)+(48kappa_3kappa_5)/(n-1)+(34kappa_4^2)/(n-1)+(72nkappa_2^2kappa_4)/((n-1)(n-2))+(144nkappa_2kappa_3^2)/((n-1)(n-2))+(24(n+1)nkappa_2^4)/((n-1)(n-2)(n-3)).

(15)

An unbiased estimator for var(k_2) is given by

 var(k_2)^^=(2k_2^2n+(n-1)k_4)/(n(n+1))

(16)

(Kenney and Keeping 1951, p. 189). In the special case of a normal parent population, an unbiased estimator for var(k_3) is given by

 var(k_3)^^=(6k_2^3n(n-1))/((n-2)(n+1)(n+3))

(17)

(Kenney and Keeping 1951, pp. 189-190).

For a finite population, let a sample size n be taken from a population size N. Then unbiased estimators M_1 for the population mean muM_2 for the population variance mu_2G_1 for the population skewness gamma_1, and G_2 for the population kurtosis excess gamma_2 are

M_1 = mu

(18)

M_2 = (N-n)/(n(N-1))mu_2

(19)

G_1 = (N-2n)/(N-2)sqrt((N-1)/(n(N-n)))gamma_1

(20)

G_2 = ((N-1)(N^2-6Nn+N+6n^2)gamma_2)/(n(N-2)(N-3)(N-n))-(6N(Nn+N-n^2-1))/(n(N-2)(N-3)(N-n))

(21)

(Church 1926, p. 357; Carver 1930; Irwin and Kendall 1944; Kenney and Keeping 1951, p. 143), where gamma_1 is the sample skewness and gamma_2 is the sample kurtosis excess.


REFERENCES:

Carver, H. C. (Ed.). "Fundamentals of the Theory of Sampling." Ann. Math. Stat. 1, 101-121, 1930.

Church, A. E. R. "On the Means and Squared Standard-Deviations of Small Samples from Any Population." Biometrika 18, 321-394, 1926.

Fisher, R. A. "Moments and Product Moments of Sampling Distributions." Proc. London Math. Soc. 30, 199-238, 1928.

Halmos, P. R. "The Theory of Unbiased Estimation." Ann. Math. Stat. 17, 34-43, 1946.

Irwin, J. O. and Kendall, M. G. "Sampling Moments of Moments for a Finite Population." Ann. Eugenics 12, 138-142, 1944.

Kenney, J. F. and Keeping, E. S. Mathematics of Statistics, Pt. 2, 2nd ed. Princeton, NJ: Van Nostrand, 1951.

Kenney, J. F. and Keeping, E. S. "The k-Statistics." §7.9 in Mathematics of Statistics, Pt. 1, 3rd ed. Princeton, NJ: Van Nostrand, pp. 99-100, 1962.

Rose, C. and Smith, M. D. "k-Statistics: Unbiased Estimators of Cumulants." §7.2C in Mathematical Statistics with Mathematica. New York: Springer-Verlag, pp. 256-259, 2002.

Stuart, A.; and Ord, J. K. Kendall's Advanced Theory of Statistics, Vol. 2A: Classical Inference & the Linear Model, 6th ed. New York: Oxford University Press, 1999.

Ziaud-Din, M. "Expression of the k-Statistics k_9 and k_(10) in Terms of Power Sums and Sample Moments." Ann. Math. Stat. 25, 800-803, 1954.

Ziaud-Din, M. "The Expression of k-Statistic k_(11) in Terms of Power Sums and Sample Moments." Ann. Math. Stat. 30, 825-828, 1959.

Ziaud-Din, M. and Ahmad, M. "On the Expression of the k-Statistic k_(12) in Terms of Power Sums and Sample Moments." Bull. Internat. Stat. Inst. 38, 635-640, 1960.

EN

تصفح الموقع بالشكل العمودي