超バイオ系

バイオウェット系がバイオバイオしていないブログ。 基本自分用のまとめ。

【数理統計】Fisher情報量とクラメール・ラオ下限(CR下限)

Fisher情報量って何なのか理解したかっただけ。
Fisher情報量がわかれば、クラメール・ラオ下限(不偏推定量の分散の下限)がわかる。
備忘録として簡単にまとめておく。


前提として、不偏推定量についてだけ考えるものとする。
不偏推定量に関してはこちら

hotoke-x.hatenablog.com

定量が不偏性を持てば、その推定量の最適性・適切性の判定が容易になる。 互いに独立な標本{\displaystyle X_1, \ldots, X_n}の同時密度関数が{\displaystyle f(x|\theta)}で与えられるとする。すなわち $$ \begin{align} X_i \in \boldsymbol{X} &, \quad i \in \left\{1, \ldots, n \right\} \\ f(\boldsymbol{x}|\theta) := \prod_{i=1}^n p(x_i; \theta) &,\quad \boldsymbol{x} = \left\{x_1, \ldots, x_n \right\} \end{align} $$

このとき、 $$ \begin{align} \forall \theta \in \Theta,\qquad \boldsymbol{E} \left(\hat \theta_n \right) \end{align} $$

を満足する。これを{\displaystyle \theta}について微分 $$ \begin{equation} \frac{\partial}{\partial \theta} \boldsymbol{E} \left(\hat \theta_n \right) = 1 \end{equation} $$

これを展開 $$ \begin{equation} \frac{\partial}{\partial \theta} \int f(\boldsymbol{x}|\theta) ~ \hat \theta_n ~ \mathrm{d}\boldsymbol{x} = \int \hat \theta_n \frac{\partial}{\partial \theta} f(\boldsymbol{x}|\theta) \mathrm{d}\boldsymbol{x} \label{eq:fisher1} \end{equation} $$

ここで、 $$ \begin{align} \frac{\partial}{\partial \theta} \log{L} &= \frac{1}{L} \frac{\partial L }{\partial \theta} \\ \frac{\partial L}{\partial \theta} &= L \frac{\partial}{\partial \theta} \log{L} \end{align} $$

より

$$ \begin{align} \mathrm{R.H.S} &= \int \hat \theta_n \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta} f(\boldsymbol{x}|\theta) \mathrm{d} x \\ &= \boldsymbol{E} \left[\hat \theta_n \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta} \right] \\ &= Covariance \left(\hat \theta_n, \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x} | \theta)} }{\partial \theta} \right) \\ &\leq \sqrt{V \left(\hat \theta_n\right)} \sqrt{I_n\left(\theta \right)} \label{eq:fisherinfo} \end{align} $$

ここで、{\displaystyle I_n\left(\theta \right)}はFisher情報量と呼ばれる量で、クラメール・ラオの下限(CR下限)と密接な関係がある(後述)。なお、

$$ \begin{align} Covariance \left(\hat \theta_n, \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x} | \theta)} }{\partial \theta} \right) \leq \sqrt{V \left(\hat \theta_n\right)} \sqrt{I_n\left(\theta \right)} \end{align} $$ ではコーシー・シュワルツ不等式を利用した。また、

$$ \begin{align} I_n\left(\theta \right) &= V \left(\frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta} \right) \\ &= \boldsymbol{E} \left[\left( \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta}\right) ^2 \right] \end{align} $$

特に{\displaystyle n}個の標本が{\displaystyle i.i.d}なら $$ \begin{align} I_n \left( \theta \right) &= \boldsymbol{E} \left[ \left( \frac{\partial}{\partial \theta} \sum_{i=1}^{n} \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)} \right) ^2 \right] \\ &= n \boldsymbol{E} \left[\left(\frac{\partial}{\partial \theta} \log{f(\boldsymbol{x_1}|\theta)} \right) ^2 \right] \\ &= nI_1 \left( \theta \right) \end{align} $$

ここで $$ \begin{equation} \frac{\partial}{\partial \theta} \boldsymbol{E} \left(\hat \theta_n \right) = 1 \end{equation} $$

を思い出せば $$ \begin{align} Covariance \left(\hat \theta \left(\boldsymbol{x} \right), \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta} \right) &= 1 \\ Covariance \left(\hat \theta \left(\boldsymbol{x} \right), \frac{\partial \log{f(\boldsymbol{x}|\theta)}}{\partial \theta} \right) &\leq \sqrt{V \left(\hat \theta_n \right)} \sqrt{I_n \left(\theta \right)} \end{align} $$

より $$ \begin{align} 1 &\leq \sqrt{I_n \left(\theta \right)} \\ V \left(\hat \theta \right) &\geq \frac{1}{nI_1 \left(\theta \right)} \label{eq:CR} \end{align} $$

となる。以上より、フィッシャー情報量{\displaystyle I_1 (\theta)}によって推定量の分散の下限が決まることがわかる(推定量としての良さがわかる)。この下限をクラメール・ラオ下限(CR下限)と呼ぶ。