20:
7848:
7620:
10079:
8250:
7215:
8904:
7843:{\displaystyle I_{m,k}={\frac {\partial {\boldsymbol {\mu }}^{T}}{\partial \theta _{m}}}{\boldsymbol {C}}^{-1}{\frac {\partial {\boldsymbol {\mu }}}{\partial \theta _{k}}}+{\frac {1}{2}}\operatorname {tr} \left({\boldsymbol {C}}^{-1}{\frac {\partial {\boldsymbol {C}}}{\partial \theta _{m}}}{\boldsymbol {C}}^{-1}{\frac {\partial {\boldsymbol {C}}}{\partial \theta _{k}}}\right)}
9780:
8059:
6828:
9749:
8561:
108:(MVU) estimator. However, in some cases, no unbiased technique exists which achieves the bound. This may occur either if for any unbiased estimator, there exists another with a strictly smaller variance, or if an MVU estimator exists, but its variance is strictly greater than the inverse of the Fisher information.
3182:
3066:
10074:{\displaystyle I=-\operatorname {E} \left({\frac {\partial V}{\partial \sigma ^{2}}}\right)=-\operatorname {E} \left(-{\frac {(X-\mu )^{2}}{(\sigma ^{2})^{3}}}+{\frac {1}{2(\sigma ^{2})^{2}}}\right)={\frac {\sigma ^{2}}{(\sigma ^{2})^{3}}}-{\frac {1}{2(\sigma ^{2})^{2}}}={\frac {1}{2(\sigma ^{2})^{2}}}.}
7605:
4684:
7345:
10737:
6384:
5107:
3591:
8245:{\displaystyle I(\theta )=\left({\frac {\partial {\boldsymbol {\mu }}(\theta )}{\partial \theta }}\right)^{T}{\boldsymbol {C}}^{-1}\left({\frac {\partial {\boldsymbol {\mu }}(\theta )}{\partial \theta }}\right)=\sum _{i=1}^{n}{\frac {1}{\sigma ^{2}}}={\frac {n}{\sigma ^{2}}},}
7210:{\displaystyle {\begin{aligned}\operatorname {cov} (V,T)&=\operatorname {E} \left(T\cdot \left\right)\\&=\int t(x)\leftf(x;\theta )\,dx\\&={\frac {\partial }{\partial \theta }}\left={\frac {\partial }{\partial \theta }}E(T)=\psi ^{\prime }(\theta )\end{aligned}}}
3825:
6635:
2073:
3311:
5601:
8899:{\displaystyle \operatorname {var} (T)=\operatorname {var} \left({\frac {\sum _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{n}}\right)={\frac {\sum _{i=1}^{n}\operatorname {var} (X_{i}-\mu )^{2}}{n^{2}}}={\frac {n\operatorname {var} (X-\mu )^{2}}{n^{2}}}={\frac {1}{n}}\left}
9465:
7496:
8048:
9457:
1066:
5830:
3073:
2957:
5332:
5237:
4785:
3502:
1877:
8322:
11039:
10547:
5712:
7526:
4966:
419:
10447:
7233:
3397:
10558:
4235:
6098:
6264:
2710:
9070:
4506:
4022:
1356:
9189:
2343:
3510:
2838:
10344:
6833:
6782:
932:
8473:
566:
2914:
1481:
Apart from being a bound on estimators of functions of the parameter, this approach can be used to derive a bound on the variance of biased estimators with a given bias, as follows. Consider an estimator
5393:
10230:
3606:
2230:
1568:
1268:
1711:
6455:
5976:
1930:
637:
1618:
10177:
4237:
whenever the right-hand side is finite. This condition can often be confirmed by using the fact that integration and differentiation can be swapped when either of the following cases hold:
3252:
5491:
4501:
698:
2383:
9744:{\displaystyle V={\frac {\partial }{\partial \sigma ^{2}}}\log \left={\frac {\partial }{\partial \sigma ^{2}}}\left=-{\frac {1}{2\sigma ^{2}}}+{\frac {(X-\mu )^{2}}{2(\sigma ^{2})^{2}}}}
23:
Illustration of the Cramer-Rao bound: there is no unbiased estimator which is able to estimate the (2-dimensional) parameter with less variance than the Cramer-Rao bound, illustrated as
5737:
5500:
6683:
5147:
1116:
6820:
3459:
2122:
7356:
6447:
5451:
5142:
4908:
4461:
7962:
3433:
2949:
2744:
1393:
9224:
4961:
8954:
2881:
8994:
3966:
8549:
1740:
1509:
968:
815:
295:
6232:
5909:
1647:
1422:
1203:
3177:{\displaystyle \operatorname {cov} _{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)\geq \phi (\theta )I\left({\boldsymbol {\theta }}\right)^{-1}\phi (\theta )^{T}}
3061:{\displaystyle I\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\geq \phi (\theta )^{T}\operatorname {cov} _{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)^{-1}\phi (\theta )}
6160:
4844:
4351:
4273:
3872:
2159:
1915:
976:
737:
258:
24:
8507:
8385:
7954:
1769:
1471:
451:
351:
5242:
4695:
2420:
3464:
1777:
7927:
5996:
5416:
4426:
4375:
4313:
4065:
3215:
2453:
1442:
1174:
315:
180:
8261:
6195:
5880:
8358:
4873:
4822:
4090:
3901:
1154:
10821:
10795:
10769:
3241:
3338:
10122:
10102:
9772:
9212:
9100:
7907:
7887:
6723:
6703:
6415:
6252:
6121:
5929:
5732:
4293:
4085:
4045:
3925:
777:
757:
665:
220:
200:
7600:{\displaystyle {\boldsymbol {x}}\sim {\mathcal {N}}_{d}\left({\boldsymbol {\mu }}({\boldsymbol {\theta }}),{\boldsymbol {C}}({\boldsymbol {\theta }})\right)}
10458:
5609:
3971:
9754:
where the second equality is from elementary calculus. Thus, the information in a single observation is just minus the expectation of the derivative of
7340:{\displaystyle {\sqrt {\operatorname {var} (T)\operatorname {var} (V)}}\geq \left|\operatorname {cov} (V,T)\right|=\left|\psi ^{\prime }(\theta )\right|}
359:
10745:
When the mean is not known, the minimum mean squared error estimate of the variance of a sample from
Gaussian distribution is achieved by dividing by
10355:
10732:{\displaystyle \operatorname {MSE} (T)=\left({\frac {2n}{(n+2)^{2}}}+{\frac {4}{(n+2)^{2}}}\right)(\sigma ^{2})^{2}={\frac {2(\sigma ^{2})^{2}}{n+2}}}
3343:
6379:{\displaystyle V={\frac {\partial }{\partial \theta }}\ln f(X;\theta )={\frac {1}{f(X;\theta )}}{\frac {\partial }{\partial \theta }}f(X;\theta )}
4679:{\displaystyle (E_{\theta '}-E_{\theta })=v^{T}\phi (\theta )\delta ;\quad \chi ^{2}(\mu _{\theta '};\mu _{\theta })=v^{T}I(\theta )v\delta ^{2}}
6004:
2461:
150:. All versions of the bound require certain regularity conditions, which hold for most well-behaved distributions. These conditions are listed
9002:
1920:
It's trivial to have a small variance − an "estimator" that is constant has a variance of zero. But from the above equation, we find that the
10904:
5102:{\displaystyle \operatorname {Var} _{\theta }=v^{T}\operatorname {Cov} _{\theta }v\geq v^{T}\phi (\theta )I(\theta )^{-1}\phi (\theta )^{T}v}
3586:{\displaystyle \operatorname {cov} _{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)\geq I\left({\boldsymbol {\theta }}\right)^{-1}.}
1276:
9108:
2249:
142:
The Cramér–Rao bound is stated in this section for several increasingly general cases, beginning with the case in which the parameter is a
11310:
2749:
11560:
Posterior uncertainty, asymptotic law and Cramér-Rao bound, Structural
Control and Health Monitoring 25(1851):e2113 DOI: 10.1002/stc.2113
11419:
10256:
6728:
823:
8393:
459:
2886:
11573:
a GUI-based software to calculate the Fisher information and Cramér-Rao lower bound with application to single-molecule microscopy.
5337:
3820:{\displaystyle \operatorname {var} _{\boldsymbol {\theta }}(T_{m}(X))=\left_{mm}\geq \left_{mm}\geq \left(\left_{mm}\right)^{-1}.}
11570:
10187:
1071:
or the minimum possible variance for an unbiased estimator divided by its actual variance. The Cramér–Rao lower bound thus gives
1514:
1208:
11511:
11285:
11125:
10944:
6630:{\displaystyle \operatorname {E} (V)=\int f(x;\theta )\left\,dx={\frac {\partial }{\partial \theta }}\int f(x;\theta )\,dx=0}
817:
is twice differentiable and certain regularity conditions hold, then the Fisher information can also be defined as follows:
2068:{\displaystyle \operatorname {E} \left(({\hat {\theta }}-\theta )^{2}\right)\geq {\frac {^{2}}{I(\theta )}}+b(\theta )^{2},}
10902:
Rao, Calyampudi
Radakrishna (1945). "Information and the accuracy attainable in the estimation of statistical parameters".
5934:
2168:
574:
3600:, then one can simply take the reciprocal of the corresponding diagonal element to find a (possibly loose) lower bound.
3306:{\displaystyle \phi (\theta ):=\partial {\boldsymbol {\psi }}({\boldsymbol {\theta }})/\partial {\boldsymbol {\theta }}}
1573:
10127:
1652:
11586:
11550:
11530:
11492:
11452:
10878:
670:
7515:
5596:{\displaystyle \operatorname {Var} _{\theta }\geq {\frac {\langle v,\phi (\theta )\rangle ^{2}}{v^{T}I(\theta )v}}}
2351:
6640:
where the integral and partial derivative have been interchanged (justified by the second regularity condition).
10968:
Fréchet, Maurice (1943). "Sur l'extension de certaines évaluations statistiques au cas de petits échantillons".
11359:
6650:
5456:
4466:
1077:
10847:
7491:{\displaystyle \operatorname {var} (T)\geq {\frac {^{2}}{\operatorname {var} (V)}}={\frac {^{2}}{I(\theta )}}}
10913:
8043:{\displaystyle w\sim {\mathcal {N}}_{d,n}\left(\theta {\boldsymbol {1}},\sigma ^{2}{\boldsymbol {I}}\right).}
7224:
6787:
3442:
9452:{\displaystyle \log \left=\log \left=-\log({\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}})-{\frac {(X-\mu )^{2}}{2\sigma ^{2}}}}
10842:
6420:
5421:
5112:
4878:
4431:
3836:
3244:
970:
measures how close this estimator's variance comes to this lower bound; estimator efficiency is defined as
223:
3407:
2923:
2718:
4354:
8916:
4913:
2843:
2081:
11591:
11341:
8959:
3930:
75:. It is also known as Fréchet-Cramér–Rao or Fréchet-Darmois-Cramér-Rao lower bound. It states that the
8909:(the second equality follows directly from the definition of variance). The first term is the fourth
8512:
1716:
1485:
944:
785:
271:
11087:
10832:
7611:
5494:
4689:
4390:
3597:
2393:
1364:
1061:{\displaystyle e({\hat {\theta }})={\frac {I(\theta )^{-1}}{\operatorname {var} ({\hat {\theta }})}}}
105:
60:
11221:"On Some Analogues of the Amount of Information and Their Use in Statistical Estimation (Concluded)"
6208:
5885:
1623:
1398:
1179:
10837:
5825:{\displaystyle \operatorname {Var} _{\theta }\geq \phi (\theta )^{T}I(\theta )^{-1}\phi (\theta ).}
131:
11262:. Texts and Readings in Mathematics. Vol. 67. Hindustan Book Agency, Gurgaon. p. 18-37.
6130:
5327:{\displaystyle \operatorname {Var} _{\theta }\geq \phi (\theta )^{T}I(\theta )^{-1}\phi (\theta )}
5232:{\displaystyle \operatorname {Cov} _{\theta }\geq \phi (\theta )I(\theta )^{-1}\phi (\theta )^{T}}
4827:
4780:{\displaystyle I(\theta )\geq \phi (\theta )\operatorname {Cov} _{\theta }^{-1}\phi (\theta )^{T}}
4321:
4243:
3842:
2127:
1885:
707:
228:
11182:"On Some Analogues of the Amount of Information and Their Use in Statistical Estimation (Contd.)"
10240:
8485:
8363:
7932:
3497:{\displaystyle {\boldsymbol {\psi }}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)={\boldsymbol {\theta }}}
1872:{\displaystyle \operatorname {var} \left({\hat {\theta }}\right)\geq {\frac {^{2}}{I(\theta )}}.}
938:
96:
1745:
1447:
427:
327:
11317:
8317:{\displaystyle \operatorname {var} \left({\hat {\theta }}\right)\geq {\frac {\sigma ^{2}}{n}}.}
2399:
318:
115:
estimators of given bias. In some cases, a biased approach can result in both a variance and a
76:
11484:
8910:
7912:
5981:
5401:
4411:
4360:
4298:
4050:
3194:
2425:
1427:
1159:
300:
165:
11408:
6165:
5850:
11244:
11205:
11166:
10921:
10742:
which is less than what unbiased estimators can achieve according to the Cramér–Rao bound.
143:
8343:
4849:
4798:
3877:
1130:
8:
10800:
10774:
10748:
9215:
8337:
7220:
again because the integration and differentiation operations commute (second condition).
3220:
644:
19:
11143:"On Some Analogues of the Amount of Information and Their Use in Statistical Estimation"
3320:
11291:
11263:
11232:
11193:
11154:
11096:
11067:
11020:
10985:
10868:
10247:
10107:
10087:
9757:
9197:
9085:
9080:
9076:
7892:
7863:
6708:
6688:
6400:
6255:
6237:
6106:
5914:
5717:
4278:
4070:
4030:
3910:
1921:
762:
742:
650:
322:
205:
185:
116:
101:
84:
80:
72:
51:
of a deterministic (fixed, though unknown) parameter. The result is named in honor of
11003:
Darmois, Georges (1945). "Sur les limites de la dispersion de certaines estimations".
10542:{\displaystyle \left(1-{\frac {n}{n+2}}\right)\sigma ^{2}={\frac {2\sigma ^{2}}{n+2}}}
5707:{\displaystyle \sup _{v\neq 0}{\frac {\langle w,v\rangle ^{2}}{v^{T}Mv}}=w^{T}M^{-1}w}
11546:
11526:
11507:
11488:
11477:
11448:
11281:
11121:
11071:
11059:
10950:
10940:
10884:
10874:
2917:
640:
87:; or (equivalently) the reciprocal of the Fisher information is a lower bound on its
32:
11295:
11387:
11273:
11051:
11012:
10977:
10235:
In this case, the inequality is saturated (equality is achieved), showing that the
1127:
A more general form of the bound can be obtained by considering a biased estimator
68:
414:{\displaystyle \operatorname {var} ({\hat {\theta }})\geq {\frac {1}{I(\theta )}}}
52:
11472:
11240:
11201:
11162:
11115:
10917:
10442:{\displaystyle \operatorname {var} (T)={\frac {2n(\sigma ^{2})^{2}}{(n+2)^{2}}}.}
6124:
3314:
2240:
Extending the Cramér–Rao bound to multiple parameters, define a parameter column
64:
11277:
4388:
3392:{\displaystyle \partial \psi _{i}({\boldsymbol {\theta }})/\partial \theta _{j}}
7854:
6394:
3436:
759:. If not indicated, in what follows, the expectation is taken with respect to
701:
147:
124:
11055:
11580:
11392:
11375:
11063:
10954:
10888:
4230:{\displaystyle {\frac {\partial }{\partial \theta }}\left=\int T(x)\left\,dx}
2241:
11523:
Fundamentals of
Statistical Signal Processing, Volume I: Estimation Theory
11258:
Nielsen, Frank (2013). "Cramér-Rao Lower Bound and
Information Geometry".
6093:{\displaystyle \operatorname {var} (t(X))\geq {\frac {^{2}}{I(\theta )}}.}
2705:{\displaystyle I_{m,k}=\operatorname {E} \left=-\operatorname {E} \left.}
1882:
The unbiased version of the bound is a special case of this result, with
11236:
11220:
11197:
11181:
11158:
11142:
9065:{\displaystyle \operatorname {var} (T)={\frac {2(\sigma ^{2})^{2}}{n}}.}
11100:
11024:
10989:
6645:
6390:
36:
4017:{\displaystyle {\frac {\partial }{\partial \theta }}\log f(x;\theta )}
1351:{\displaystyle \operatorname {var} (T)\geq {\frac {^{2}}{I(\theta )}}}
10236:
9184:{\displaystyle V={\frac {\partial }{\partial \sigma ^{2}}}\log \left}
6202:
6198:
2338:{\displaystyle {\boldsymbol {\theta }}=\left^{T}\in \mathbb {R} ^{d}}
130:
Significant progress over the Cramér–Rao lower bound was proposed by
94:
An unbiased estimator that achieves this bound is said to be (fully)
56:
48:
11044:
Proceedings of the Royal
Society of Edinburgh Section A: Mathematics
11016:
10981:
2833:{\displaystyle {\boldsymbol {T}}(X)=(T_{1}(X),\ldots ,T_{d}(X))^{T}}
2078:
using the standard decomposition of the MSE. Note, however, that if
1620:. By the result above, any unbiased estimator whose expectation is
261:
182:
is an unknown deterministic parameter that is to be estimated from
88:
11268:
10339:{\displaystyle T={\frac {\sum _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{n+2}}.}
5835:
1270:
is not generally equal to 0. In this case, the bound is given by
11445:
Fundamentals of
Statistical Signal Processing: Estimation Theory
11409:"Lecture notes on information theory, chapter 29, ECE563 (UIUC)"
6777:{\displaystyle \operatorname {cov} (V,T)=\operatorname {E} (VT)}
3907:
The Fisher information is always defined; equivalently, for all
927:{\displaystyle I(\theta )=-n\operatorname {E} _{X;\theta }\left}
8468:{\displaystyle T={\frac {\sum _{i=1}^{n}(X_{i}-\mu )^{2}}{n}}.}
561:{\displaystyle I(\theta )=n\operatorname {E} _{X;\theta }\left}
111:
The Cramér–Rao bound can also be used to bound the variance of
11085:
Shenton, L. R. (1970). "The so-called Cramer–Rao inequality".
2909:{\displaystyle {\boldsymbol {\psi }}({\boldsymbol {\theta }})}
1476:
5388:{\displaystyle \phi (\theta ):=\nabla _{\theta }E_{\theta }}
2124:
this bound might be less than the unbiased Cramér–Rao bound
10225:{\displaystyle \operatorname {var} (T)\geq {\frac {1}{I}}.}
3835:
The bound relies on two weak regularity conditions on the
11373:
10935:
Rao, Calyampudi
Radakrishna (1994). S. Das Gupta (ed.).
1563:{\displaystyle b(\theta )=E\{{\hat {\theta }}\}-\theta }
1263:{\displaystyle E\{T(X)\}-\theta =\psi (\theta )-\theta }
134:
4916:
2746:
be an estimator of any vector function of parameters,
10803:
10777:
10751:
10561:
10461:
10358:
10259:
10190:
10130:
10110:
10090:
9783:
9760:
9468:
9227:
9200:
9111:
9088:
9005:
8962:
8919:
8564:
8515:
8488:
8396:
8366:
8346:
8264:
8062:
7965:
7935:
7915:
7895:
7866:
7623:
7529:
7359:
7236:
6831:
6790:
6731:
6711:
6691:
6653:
6458:
6423:
6403:
6267:
6240:
6211:
6168:
6133:
6109:
6007:
5984:
5937:
5917:
5888:
5853:
5740:
5720:
5612:
5503:
5459:
5424:
5404:
5340:
5245:
5150:
5115:
4969:
4881:
4852:
4830:
4801:
4698:
4509:
4469:
4434:
4414:
4363:
4324:
4301:
4281:
4246:
4093:
4073:
4053:
4033:
3974:
3933:
3913:
3880:
3845:
3609:
3513:
3467:
3445:
3410:
3346:
3323:
3255:
3223:
3197:
3076:
2960:
2926:
2889:
2846:
2752:
2721:
2464:
2428:
2402:
2354:
2252:
2171:
2130:
2084:
1933:
1888:
1780:
1748:
1719:
1655:
1626:
1576:
1517:
1488:
1450:
1430:
1401:
1367:
1279:
1211:
1182:
1162:
1133:
1080:
979:
947:
826:
788:
765:
745:
710:
673:
653:
577:
462:
430:
362:
330:
303:
274:
231:
208:
188:
168:
5971:{\displaystyle \operatorname {E} (T)=\psi (\theta )}
3596:
If it is inconvenient to compute the inverse of the
2162:
10349:obviously has a smaller variance, which is in fact
7509:
2225:{\displaystyle 1+b'(\theta )={\frac {n}{n+2}}<1}
632:{\displaystyle \ell (x;\theta )=\log(f(x;\theta ))}
104:among all unbiased methods, and is, therefore, the
11506:. Hoboken: John Wiley & Sons. pp. 45–98.
11476:
10815:
10789:
10763:
10731:
10541:
10441:
10338:
10224:
10171:
10116:
10096:
10073:
9766:
9743:
9451:
9206:
9183:
9094:
9064:
8988:
8948:
8898:
8543:
8501:
8467:
8379:
8352:
8327:
8316:
8244:
8042:
7948:
7921:
7901:
7881:
7842:
7599:
7490:
7339:
7209:
6814:
6776:
6717:
6697:
6677:
6629:
6441:
6409:
6378:
6246:
6226:
6189:
6154:
6115:
6092:
5990:
5970:
5923:
5903:
5874:
5824:
5726:
5706:
5595:
5485:
5445:
5410:
5387:
5326:
5231:
5136:
5101:
4955:
4902:
4867:
4838:
4816:
4779:
4678:
4495:
4455:
4420:
4369:
4345:
4307:
4287:
4267:
4229:
4079:
4059:
4039:
4016:
3960:
3919:
3895:
3866:
3819:
3585:
3496:
3453:
3427:
3391:
3332:
3305:
3235:
3209:
3176:
3060:
2943:
2908:
2875:
2832:
2738:
2704:
2447:
2414:
2377:
2337:
2224:
2153:
2116:
2067:
1909:
1871:
1763:
1734:
1705:
1641:
1612:
1562:
1503:
1465:
1436:
1416:
1387:
1350:
1262:
1197:
1168:
1148:
1110:
1060:
962:
926:
809:
771:
751:
731:
692:
659:
631:
560:
445:
413:
345:
309:
289:
252:
214:
194:
174:
11504:Parameter Estimation for Scientists and Engineers
11040:"XV.—On the Estimation of Statistical Parameters"
11037:
8053:Then the Fisher information is a scalar given by
1613:{\displaystyle \psi (\theta )=b(\theta )+\theta }
11578:
11483:. Cambridge: Harvard University Press. pp.
10172:{\displaystyle {\frac {n}{2(\sigma ^{2})^{2}}}.}
5614:
4795:It suffices to prove this for scalar case, with
1706:{\displaystyle (\psi '(\theta ))^{2}/I(\theta )}
8956:; the second is the square of the variance, or
4357:, and the integral converges uniformly for all
100:. Such a solution achieves the lowest possible
6393:is used in the final equality above. Then the
5836:A standalone proof for the general scalar case
4027:The operations of integration with respect to
693:{\displaystyle \operatorname {E} _{x;\theta }}
11218:
11179:
11140:
10905:Bulletin of the Calcutta Mathematical Society
222:, each from a distribution according to some
59:, but has also been derived independently by
8877:
8852:
5645:
5632:
5554:
5532:
2916:. The Cramér–Rao bound then states that the
2378:{\displaystyle f(x;{\boldsymbol {\theta }})}
1551:
1536:
1230:
1215:
10996:
10961:
7909:independent observations with unknown mean
202:independent observations (measurements) of
11406:
11376:"Some classes of global Cramer–Rao bounds"
11117:The Oxford Dictionary of Statistical Terms
4067:can be interchanged in the expectation of
2386:
1477:Bound on the variance of biased estimators
151:
11391:
11267:
10928:
7139:
7069:
6678:{\displaystyle \operatorname {cov} (V,T)}
6614:
6568:
5486:{\displaystyle \theta '=\theta +\delta v}
5433:
5124:
4890:
4832:
4496:{\displaystyle \theta '=\theta +\delta v}
4443:
4220:
4147:
2647:
2325:
1473:is the Fisher information defined above.
1111:{\displaystyle e({\hat {\theta }})\leq 1}
123:the unbiased Cramér–Rao lower bound; see
11372:For the Bayesian case, see eqn. (11) of
10873:. Princeton, NJ: Princeton Univ. Press.
10250:using a biased estimator. The estimator
5841:
4389:Proof for the general case based on the
3830:
3504:), then the Cramér–Rao bound reduces to
18:
11471:
11302:
11257:
11084:
11038:Aitken, A. C.; Silverstone, H. (1942).
11002:
10967:
10853:
8150:
8126:
8090:
8028:
7813:
7793:
7769:
7749:
7701:
7681:
7651:
7585:
7577:
7566:
7558:
7531:
6815:{\displaystyle \operatorname {E} (V)=0}
3779:
3726:
3676:
3662:
3615:
3563:
3533:
3519:
3490:
3478:
3469:
3454:{\displaystyle {\boldsymbol {\theta }}}
3447:
3412:
3364:
3299:
3283:
3275:
3138:
3096:
3082:
3019:
3004:
2969:
2928:
2899:
2891:
2857:
2754:
2723:
2685:
2590:
2538:
2368:
2254:
1176:but a function of this parameter, say,
157:
16:Lower bound on variance of an estimator
11579:
10866:
5978:. The goal is to prove that, for all
3217:is understood to mean that the matrix
1649:has variance greater than or equal to
1122:
11374:Bobrovsky; Mayer-Wolf; Zakai (1987).
11113:
10860:
8387:. Consider the following statistic:
6822:. Expanding this expression we have
6442:{\displaystyle \operatorname {E} (V)}
5446:{\displaystyle v\in \mathbb {R} ^{n}}
5137:{\displaystyle v\in \mathbb {R} ^{m}}
4903:{\displaystyle v\in \mathbb {R} ^{m}}
4456:{\displaystyle v\in \mathbb {R} ^{n}}
11540:
11342:"Cramér Rao Lower Bound - Navipedia"
11308:
10084:Thus the information in a sample of
4047:and differentiation with respect to
3428:{\displaystyle {\boldsymbol {T}}(X)}
2944:{\displaystyle {\boldsymbol {T}}(X)}
2840:, and denote its expectation vector
2739:{\displaystyle {\boldsymbol {T}}(X)}
2235:
2163:example of estimating variance below
1924:of a biased estimator is bounded by
11520:
11501:
11442:
11416:Lecture notes on information theory
11311:"Lectures on statistical inference"
10934:
10901:
4956:{\textstyle h:=\sum _{j}v_{j}T_{j}}
13:
11465:
11400:
10895:
10870:Mathematical Methods of Statistics
9840:
9814:
9806:
9793:
9547:
9543:
9481:
9477:
9124:
9120:
8949:{\displaystyle 3(\sigma ^{2})^{2}}
8846:
8799:
8165:
8146:
8105:
8086:
7984:
7819:
7809:
7775:
7765:
7707:
7697:
7663:
7646:
7541:
7447:
7389:
7318:
7189:
7160:
7156:
7092:
7088:
7019:
7015:
6919:
6915:
6864:
6791:
6756:
6584:
6580:
6536:
6532:
6459:
6424:
6349:
6345:
6280:
6276:
6127:with probability density function
6046:
5938:
5418:be an infinitesimal, then for any
5357:
4428:be an infinitesimal, then for any
4295:, and the bounds do not depend on
4188:
4184:
4100:
4096:
3981:
3977:
3376:
3347:
3295:
3271:
2876:{\displaystyle \operatorname {E} }
2847:
2648:
2634:
2624:
2610:
2553:
2549:
2501:
2497:
2484:
2348:with probability density function
2117:{\displaystyle 1+b'(\theta )<1}
1934:
1742:whose bias is given by a function
904:
875:
849:
675:
535:
512:
482:
14:
11603:
11564:
10181:The Cramér–Rao bound states that
10104:independent observations is just
8989:{\displaystyle (\sigma ^{2})^{2}}
5882:is an estimator with expectation
5714:for any positive-definite matrix
3961:{\displaystyle f(x;\theta )>0}
10246:However, we can achieve a lower
8544:{\displaystyle E(T)=\sigma ^{2}}
8340:random variable with known mean
8010:
7510:Multivariate normal distribution
4688:Plugging this into multivariate
1735:{\displaystyle {\hat {\theta }}}
1504:{\displaystyle {\hat {\theta }}}
963:{\displaystyle {\hat {\theta }}}
810:{\displaystyle \ell (x;\theta )}
290:{\displaystyle {\hat {\theta }}}
11436:
11425:from the original on 2022-05-24
11366:
11352:
11334:
11251:
11212:
11173:
9079:in the sample? Recall that the
8328:Normal variance with known mean
8255:and so the Cramér–Rao bound is
4593:
1388:{\displaystyle \psi '(\theta )}
11134:
11107:
11078:
11031:
10706:
10692:
10674:
10660:
10643:
10630:
10609:
10596:
10574:
10568:
10424:
10411:
10400:
10386:
10371:
10365:
10310:
10290:
10203:
10197:
10154:
10140:
10056:
10042:
10018:
10004:
9980:
9966:
9933:
9919:
9895:
9881:
9870:
9857:
9729:
9715:
9701:
9688:
9622:
9609:
9600:
9577:
9530:
9511:
9422:
9409:
9400:
9377:
9329:
9316:
9261:
9242:
9173:
9154:
9044:
9030:
9018:
9012:
8977:
8963:
8937:
8923:
8868:
8855:
8823:
8810:
8759:
8746:
8709:
8689:
8637:
8617:
8577:
8571:
8525:
8519:
8447:
8427:
8281:
8160:
8154:
8100:
8094:
8072:
8066:
7975:
7969:
7876:
7870:
7589:
7581:
7570:
7562:
7501:which proves the proposition.
7482:
7476:
7462:
7458:
7452:
7439:
7427:
7421:
7404:
7400:
7394:
7381:
7372:
7366:
7329:
7323:
7297:
7285:
7266:
7260:
7251:
7245:
7200:
7194:
7178:
7172:
7136:
7124:
7118:
7112:
7066:
7054:
7043:
7031:
7007:
6995:
6978:
6972:
6943:
6931:
6907:
6895:
6854:
6842:
6803:
6797:
6771:
6762:
6750:
6738:
6672:
6660:
6611:
6599:
6560:
6548:
6524:
6512:
6495:
6483:
6471:
6465:
6436:
6430:
6373:
6361:
6337:
6325:
6310:
6298:
6227:{\displaystyle \psi (\theta )}
6221:
6215:
6184:
6178:
6149:
6137:
6081:
6075:
6061:
6057:
6051:
6038:
6029:
6026:
6020:
6014:
5965:
5959:
5950:
5944:
5904:{\displaystyle \psi (\theta )}
5898:
5892:
5869:
5863:
5816:
5810:
5795:
5788:
5776:
5769:
5760:
5754:
5584:
5578:
5550:
5544:
5523:
5517:
5382:
5376:
5350:
5344:
5321:
5315:
5300:
5293:
5281:
5274:
5265:
5259:
5220:
5213:
5198:
5191:
5185:
5179:
5170:
5164:
5087:
5080:
5065:
5058:
5052:
5046:
5024:
5018:
4989:
4983:
4862:
4856:
4811:
4805:
4768:
4761:
4746:
4739:
4723:
4717:
4708:
4702:
4660:
4654:
4635:
4604:
4584:
4578:
4559:
4556:
4550:
4534:
4528:
4510:
4340:
4328:
4262:
4250:
4212:
4200:
4174:
4168:
4144:
4132:
4126:
4120:
4011:
3999:
3949:
3937:
3890:
3884:
3861:
3849:
3686:
3680:
3645:
3642:
3636:
3623:
3543:
3537:
3422:
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334:
281:
247:
235:
1:
11502:Bos, Adriaan van den (2007).
11447:. Prentice Hall. p. 47.
10914:Calcutta Mathematical Society
10552:so its mean squared error is
6449:, is zero. This is because:
424:where the Fisher information
10937:Selected Papers of C. R. Rao
7519:-variate normal distribution
6155:{\displaystyle f(x;\theta )}
5239:The scalar case states that
4839:{\displaystyle \mathbb {R} }
4346:{\displaystyle f(x;\theta )}
4268:{\displaystyle f(x;\theta )}
3867:{\displaystyle f(x;\theta )}
3837:probability density function
2154:{\displaystyle 1/I(\theta )}
1910:{\displaystyle b(\theta )=0}
732:{\displaystyle f(x;\theta )}
704:with respect to the density
253:{\displaystyle f(x;\theta )}
224:probability density function
137:
7:
11278:10.1007/978-93-86279-56-9_2
11120:. Oxford University Press.
10826:
8551:. What is the variance of
8502:{\displaystyle \sigma ^{2}}
8380:{\displaystyle \sigma ^{2}}
7949:{\displaystyle \sigma ^{2}}
7504:
5911:(based on the observations
4355:continuously differentiable
1156:, whose expectation is not
10:
11608:
11219:Bhattacharyya, A. (1948).
11180:Bhattacharyya, A. (1947).
11141:Bhattacharyya, A. (1946).
1764:{\displaystyle b(\theta )}
1466:{\displaystyle I(\theta )}
446:{\displaystyle I(\theta )}
346:{\displaystyle I(\theta )}
25:standard deviation ellipse
11407:Polyanskiy, Yury (2017).
11088:The American Statistician
11056:10.1017/S008045410000618X
7612:Fisher information matrix
7225:Cauchy–Schwarz inequality
4353:has infinite support, is
3598:Fisher information matrix
2415:{\displaystyle d\times d}
2394:Fisher information matrix
941:of an unbiased estimator
106:minimum variance unbiased
11587:Statistical inequalities
11260:Connected at Infinity II
10843:Brascamp–Lieb inequality
4963:, the scalar case gives
4383:
2385:which satisfies the two
11543:Mathematical Statistics
11521:Kay, Steven M. (1993).
11114:Dodge, Yadolah (2003).
11005:Rev. Int. Inst. Statist
10970:Rev. Inst. Int. Statist
10867:Cramér, Harald (1946).
10848:Lehmann–Scheffé theorem
7922:{\displaystyle \theta }
5991:{\displaystyle \theta }
5411:{\displaystyle \delta }
4421:{\displaystyle \delta }
4370:{\displaystyle \theta }
4308:{\displaystyle \theta }
4275:has bounded support in
4060:{\displaystyle \theta }
3210:{\displaystyle A\geq B}
2448:{\displaystyle I_{m,k}}
2161:. For instance, in the
1437:{\displaystyle \theta }
1169:{\displaystyle \theta }
317:is then bounded by the
310:{\displaystyle \theta }
175:{\displaystyle \theta }
11545:. New York: Springer.
11393:10.1214/aos/1176350602
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6201:, which is used as an
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5875:{\displaystyle T=t(X)}
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11479:Advanced Econometrics
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1395:is the derivative of
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217:
197:
177:
152:later in this section
146:and its estimator is
22:
10854:References and notes
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3874:, and the estimator
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158:Scalar unbiased case
11443:Kay, S. M. (1993).
10939:. New York: Wiley.
10816:{\displaystyle n+2}
10790:{\displaystyle n-1}
10764:{\displaystyle n+1}
9216:likelihood function
7929:and known variance
6644:If we consider the
5842:general scalar case
5606:By linear algebra,
5109:This holds for all
3236:{\displaystyle A-B}
1123:General scalar case
645:likelihood function
11541:Shao, Jun (1998).
11360:"Cramér-Rao Bound"
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7853:where "tr" is the
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7514:For the case of a
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