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Contraejemplo del teorema de extensión de Kolmogorov

Sé que dado un espacio $(E, \epsilon)$ (con algunas propiedades, pero da igual) y una familia consistente de distribuciones de dimensión finita, tengo el teorema de extensión de Kolmogorov que dice que hay una probabilidad $\mu$ en $(E^T, \epsilon ^T)$ con esas distribuciones.

Me han dicho que si me detengo en las distribuciones de orden $m$ Siempre podría encontrar un contraejemplo en el que tenga una familia consistente de distribuciones hasta el orden $m$ que no proviene de ninguna distribución $\mu$ en $(E^T, \epsilon ^T)$ .

Sin embargo, no veo cómo construir tal contraejemplo.

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El conjunto de funciones de $T$ (conjunto de veces) a $E$ y su correspondiente álgebra sigma.

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kimchi lover Puntos 361

Dejemos que $m=3$ con $T=\{1,2,3\}$ y supongamos $(X_1,X_2)$ era uniforme en $\{(0,1),(1,0)\}$ y así fue $(X_1,X_3)$ y así fue $(X_2,X_3)$ . Y que el $X_i$ son individualmente uniformes en $\{0,1\}$ . Esto especifica todos los $1$ y $2$ -márgenes de dimensión para $\{X_t:t\in S\}$ para todos $S\subset T$ con $| S|<3$ . No existe una probabilidad conjunta para $(X_1,X_2,X_3)$ porque pondría toda la masa en elementos de $\{0,1\}^3$ cuyos componentes eran todos distintos. No hay tales elementos, ya que cualquier combo de 3 ceros y unos debe contener un duplicado.

Dicho de otro modo, $P(X_1=1-X_2)=P(X_3=1-X_2)=1$ por lo que se puede adivinar $P(X_1=X_3)=1$ pero el margen propuesto para $(X_1,X_3)$ dice que no.

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Espera, ¿qué juego te llevas? Lo siento pero no entiendo si eso son coordenadas, intervalos o qué. Además, ¿por qué no hay distribución conjunta? De alguna manera daría un absurdo, ¿no?

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Espero que más claro después de reescribir.

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A ver si lo he entendido. Pones toda la masa en los puntos $(1,0)$ y $(0,1)$ para todas las distribuciones 2. No es posible tener una distribución conjunta porque la probabilidad se debe poner en puntos donde $X_1 \neq X_2 \neq X_3$ y eso es imposible

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