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límite con funciones CDF y Quantile

Supongamos que $F(z,\Theta)$ es una función de densidad acumulativa continuamente diferenciable donde $z$ es una variable aleatoria definida sobre $[0,\infty)$ y $\Theta$ es un parámetro de la distribución. Tengo la sensación de que el límite siguiente es cierto, pero ¿cómo se puede demostrar algo así de una manera matemáticamente aceptable? (puede que no sea una pregunta fácil e incluso se agradece una referencia)

$$\lim_{n \rightarrow \infty}\frac{1}{n} \sum_{i=1}^n \frac{\frac{\partial F(z_i, \Theta)}{\partial \Theta }-\frac{\partial F(z_{i-1}, \Theta)}{\partial \Theta } }{{(z_i-z_{i-1})}}\rightarrow \ E\big(\frac{\partial f(z, \Theta)}{\partial \Theta }\big) $$

donde $z_i$ se evalúa en $F^{-1}(i/n,\Theta)$ , $i=1,...,n, E, f$ y $F^{-1}$ denotan expectativa, función de densidad de probabilidad (derivada de $F$ ) y funciones cuantílicas.

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jldugger Puntos 7490

La igualdad es cierta siempre que se cumpla un supuesto adicional.

Sea $z_0 = 0$ (como se da a entender, pero no se afirma, en la pregunta). Entonces, aplicando el Teorema del Valor Medio para integrales de Lebesgue-Stieltjes de la forma $\int g(z) dF(z)$ el lado derecho puede analizarse como

$$\eqalign{ \mathbb{E}\left(\frac{\partial f(z,\theta)}{\partial \theta}\right) &= \int_0^\infty\frac{\partial f(z,\theta)}{\partial \theta} dF(z,\theta) \\ &= \sum_{i=1}^n \int_{z_{i-1}}^{z_i}\frac{\partial f(z,\theta)}{\partial \theta} dF(z,\theta) \\ &= \sum_{i=1}^n \left(F(z_i, \theta) - F(z_{i-1}, \theta)\right)\frac{\partial}{\partial\theta}f(z_i^{*},\theta) \\ &= \sum_{i=1}^n \left(\frac{i}{n} - \frac{i-1}{n}\right)\frac{\partial}{\partial\theta}f(z_i^{*},\theta) \\ &= \frac{1}{n}\sum_{i=1}^n \frac{\partial}{\partial\theta}f(z_i^{*},\theta) }$$

donde cada $z_i^{*} \in [z_{i-1}, z_{i}]$ .

Examinemos ahora el lado izquierdo, invocando de nuevo la MVT (y suponiendo la continuidad de $F$ para poder reordenar las derivadas parciales mixtas):

$$\eqalign{ &\frac{1}{z_i - z_{i-1}} \left(\frac{\partial}{\partial\theta}F(z_i,\theta) -\frac{\partial}{\partial\theta}F(z_{i-1},\theta)\right) \\ &= \frac{\partial}{\partial z}\frac{\partial}{\partial\theta} F(z_{i}^{**}, \theta) = \frac{\partial}{\partial \theta}\frac{\partial}{\partial z} F(z_{i}^{**}, \theta) \\ &= \frac{\partial}{\partial \theta}f(z_{i}^{**}, \theta). }$$

donde cada $z_i^{**} \in [z_{i-1}, z_{i}]$ .

Por tanto, la diferencia entre los lados izquierdo y derecho es igual a

$$\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n \left(\frac{\partial}{\partial \theta}f(z_{i}^{**}, \theta) - \frac{\partial}{\partial \theta}f(z_{i}^{*}, \theta)\right).$$

¿Qué se necesita para que su límite sea cero como $n\to \infty$ ? Un criterio sencillo (pero no necesario) es que para cada $\theta$ , $\frac{\partial}{\partial\theta}f(z,\theta)$ debe ser de variación limitada porque, como se deduce inmediatamente de la definición, la magnitud de la diferencia no supera $1/n$ veces la variación total de $\frac{\partial}{\partial\theta}f(z,\theta)$ de donde su límite sería $0$ ( QED ).


En efecto, este análisis sugiere contraejemplos a la afirmación original. Todo lo que necesitamos hacer es construir una familia de distribuciones donde estas derivadas de la densidad (con respecto al parámetro $\theta$ ) crecen sin límites en el dominio $z\in(0,\infty)$ . Una de estas familias, por $\theta\in (0,1)$ es

$$f(z, \theta) = z^{-\theta} - 1, 0 \le z \le 1; \ f(z,\theta) = 0 \text{ otherwise}.$$

$F(z,\theta)$ es continuamente diferenciable en $z$ para $z \in (0,\infty)$ . Si se desea hacer $F$ diferenciable en $z=0$ también, entonces habría que construir un contraejemplo más complicado, pero la idea debería estar clara.

Figure

Parcelas de $f(z,\theta)$ para $\theta\in \{2/3, 1/2, 1/3\}$ se superponen en este gráfico.

Surge un problema inmediato: $\partial F(z_0, \theta) / \partial \theta$ ni siquiera está definido. No podemos esperar que el lado izquierdo tenga siquiera sentido, y mucho menos que se equipare al lado derecho -que es finito (igual a $\frac{1}{(1-2 \theta )^2}-\frac{1}{(\theta -1)^2}$ ) cuando $0 \lt \theta \lt 1/2$ .

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