ネイマン・ピアソンの基本定理の証明

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【2023年4月4週】 【B000】数理統計学 【B080】統計的仮説検定

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本稿では、ネイマン・ピアソンの基本定理を証明しています。

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【定理】ネイマン・ピアソンの基本定理

【定理】
ネイマン・ピアソンの基本定理
Neyman-Pearson Lemma

任意の確率分布 Pθ(θΘ) からの大きさ n の無作為標本を X={X1,X2,,Xn} その標本値を x={x1,x2,,xn} とする。 この標本値にもとづく θ の尤度関数を L(θ)=f(θ;x) とし、2つの単純仮説による検定問題 H0:θ=θ0H1:θ=θ1 を考えるとき、 有意水準を α とする最強力検定は、以下の棄却域と検定関数 φ(θ;x) をもつ検定である。 φ(θ;x)={1L(θ0;x)<kL(θ1;x)γL(θ0;x)=kL(θ1;x)0L(θ0;x)>kL(θ1;x)0:Hold H01:Reject H0 ただし、定数 γ,k は、0γ1,0<k を満たし、 Eθ0{φ(θ;x)}=αP{ L(θ0)c | θ=θ0 }=α から定まるものである。

証明:連続型の場合

証明

x={x1,x2,,xn} の同時確率密度関数を f(x;θ) とし、検定量の空間 S{C={xA|L(θ0;x)<kL(θ1;x)}D={xA|L(θ0;x)=kL(θ1;x)}E={xA|L(θ0;x)>kL(θ1;x)} と分割すると、 これらは互いに素であるから S=CDE と表される。

(i)帰無仮説についての条件
ここで、φ(θ;x) を有意水準 α の他の検定関数とすると、検定関数の定義から E{ φ(θ;x) | θ=θ0 }=φ(θ;x)f(x;θ0)dxαE{ φ(θ;x) | θ=θ0 }=φ(θ;x)f(x;θ0)dxα が成り立つ。

(ii)対立仮説についての条件
それぞれの検定の検出力は、 E{ φ(θ;x) | θ=θ1 }=φ(θ;x)f(x;θ1)dxE{ φ(θ;x) | θ=θ1 }=φ(θ;x)f(x;θ1)dx これらの差を取ると、 Δ=E{ φ(θ;x) | θ=θ1 }E{ φ(θ;x) | θ=θ1 }=φ(θ;x)f(x;θ1)dxφ(θ;x)f(x;θ1)dx={φ(θ;x)φ(θ;x)}f(x;θ1)dx 積分区間を分割すると、 Δ=C{1φ(θ;x)}f(x;θ1)dx+D{γφ(θ;x)}f(x;θ1)dx+E{0φ(θ;x)}f(x;θ1)dxΔC{1φ(θ;x)}kf(x;θ0)dx+D{γφ(θ;x)}kf(x;θ0)dx+E{0φ(θ;x)}kf(x;θ0)dxΔkC{1φ(θ;x)}f(x;θ0)dx+kD{γφ(θ;x)}f(x;θ0)dx+kE{0φ(θ;x)}f(x;θ0)dxΔk{φ(θ;x)φ(θ;x)}f(x;θ0)dxΔk[E{ φ(θ;x) | θ=θ0 }E{ φ(θ;x) | θ=θ0 }]Δk(αα)=0 したがって、 E{ φ(θ;x) | θ=θ1 }E{ φ(θ;x) | θ=θ1 } となり、検出力が最大となる。

参考文献

  • 野田 一雄, 宮岡 悦良 著. 入門・演習数理統計. 共立出版, 1990, p.198, p.257-258
  • 久保川 達也 著, 新井 仁之, 小林 俊行, 斎藤 毅, 吉田 朋広 編. 現代数理統計学の基礎. 共立出版, 2017, p.161-162

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大学時代に読書の面白さに気づいて以来、読書や勉強を通じて、興味をもったことや新しいことを学ぶことが生きる原動力。そんな人間が、その時々に学んだことを備忘録兼人生の軌跡として記録しているブログです。

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