Vamos matriz $A \in \mathbb{R}^{n\times n}$ ser positivo semidefinite.
Entonces es verdadero que $$ (A + \lambda I)^{-1} \\mathbf{0} \quad (\lambda \to \infty) \quad ? $$
Si es así, es el hecho de que $A$ es positiva definida irrelevante aquí?
Mis pensamientos hasta el momento: $$ (A + \lambda I)^{-1} = \Big(\lambda( \frac{1}{\lambda} + I ) \Big)^{-1} = \frac{1}{\lambda} \Big(\frac{1}{\lambda} + I \Big)^{-1} $$ Creo que $\lim_{\lambda \to \infty} \Big( \frac{1}{\lambda}A + I \Big)^{-1} = I^{-1} = I$, pero no sé si me puede pasar el $\lim$ a través de la inversa de la $(\cdot)^{-1}$ como eso. Si este es el caso, entonces $$ \lim_{\lambda \to \infty} (A + \lambda I)^{-1} = \lim_{\lambda \to \infty} (1/\lambda) \lim_{\lambda \to \infty} (\lambda + I)^{-1} = 0 \cdot I = \mathbf{0} $$ como me gustaría mostrar.
De dónde proviene:
Estoy tratando de justificar una afirmación hecha en un econometría conferencia. Es decir,
$$ \textrm{Var}(\hat{\beta}^{\textrm{ridge}}) = \sigma^2 (X^{T}X + \lambda I)^{-1} X^T X [(X^T X + \lambda I)^{-1}]^T \a \mathbf{0} $$ donde $\hat{\beta}^\textrm{ridge}$ es el estimador ridge en un modelo lineal, $X \in \mathbb{R}^{n \times p}$ es el diseño de la matriz, y la igualdad es conocida. El límite, sin embargo, no estaba justificado.