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ア ァ カ サ ザ タ ダ ナ ハ バ パ マ ヤ ャ ラ ワ ヮ ン イ ィ キ ギ シ ジ チ ヂ ニ ヒ ビ ピ ミ リ ウ ゥ ク グ ス ズ ツ ヅ ッ ヌ フ ブ プ ム ユ ュ ル エ ェ ケ ゲ セ ゼ テ デ ヘ ベ ペ メ レ オ ォ コ ゴ ソ ゾ ト ド ノ ホ ボ ポ モ ヨ ョ ロ ヲ ―

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§ ※ ☆ ★ ○ ● ◎ ◇ ◆ □ ■ △ ▽ → ← ↑ ↓ ↔ 〓 ◁ ◀ ▷ ▶ ♤ ♠ ♡ ♥ ♧ ♣ ⊙ ◈ ▣ ◐ ◑ ▒ ▤ ▥ ▨ ▧ ▦ ▩ ♨ ☏ ☎ ☜ ☞ † ‡ ↕ ↗ ↙ ↖ ↘ ♭ ♩ ♪ ♬ ㉿ ㈜ № ㏇ ™ ㏂ ㏘ ℡ ＃ ＆ ＊ ＠ ª º
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      Bayesian Inference of the Multiple Poisson Means = 重포아손 平均들의 베이즈 推論

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      서로 독립인 P개의 포아손 모집단 X_1, X_2,,…X_p의 평균들 θ=(θ_1, θ_2,…θ_p)의 추정량에 대하여 만일 X=(X_1, X_2,…X_p)를 각 모집단에서 추출한 한 개씩의 확률표본이라고 하면 p=1인 경우X는 어떠한 손실함수 L_mi(θ, Δ)하에서도 admissible하다고 알려져 있으나 p가 2이상인 경우에는 amissible하다고 할 수 없다. 이와 같은 X의 inadmissibility이 대하여 1975년 Clevenson, M.L.과 Zidek, J.V.가 처음으로 밝힌 후 많은 학자들에 의하여 연구되어 왔다.
      본 논문에서는 p가 2이상인 경우 지금까지 다른 학자들에 의하여 얻어진 θ의 admissible한 추정량 보다 더 일반적인 admissible한 추정량을 구한 것으로 :
      제Ⅱ장에서는 손실함수 L_c^1(θ, Δ)와 L_1(θ,Δ)하에서 X의 risk보다 작은 risk를 갖는 θ의 추정량을 구하였고, 이 추정량들은 Clevenson, M.L.과 Zidek J.V.가 얻은 추정량의 일반형임을 밝혔다.
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      서로 독립인 P개의 포아손 모집단 X_1, X_2,,…X_p의 평균들 θ=(θ_1, θ_2,…θ_p)의 추정량에 대하여 만일 X=(X_1, X_2,…X_p)를 각 모집단에서 추출한 한 개씩의 확률표본이라고 하면 p=1인 경우X는 어�...

      서로 독립인 P개의 포아손 모집단 X_1, X_2,,…X_p의 평균들 θ=(θ_1, θ_2,…θ_p)의 추정량에 대하여 만일 X=(X_1, X_2,…X_p)를 각 모집단에서 추출한 한 개씩의 확률표본이라고 하면 p=1인 경우X는 어떠한 손실함수 L_mi(θ, Δ)하에서도 admissible하다고 알려져 있으나 p가 2이상인 경우에는 amissible하다고 할 수 없다. 이와 같은 X의 inadmissibility이 대하여 1975년 Clevenson, M.L.과 Zidek, J.V.가 처음으로 밝힌 후 많은 학자들에 의하여 연구되어 왔다.
      본 논문에서는 p가 2이상인 경우 지금까지 다른 학자들에 의하여 얻어진 θ의 admissible한 추정량 보다 더 일반적인 admissible한 추정량을 구한 것으로 :
      제Ⅱ장에서는 손실함수 L_c^1(θ, Δ)와 L_1(θ,Δ)하에서 X의 risk보다 작은 risk를 갖는 θ의 추정량을 구하였고, 이 추정량들은 Clevenson, M.L.과 Zidek J.V.가 얻은 추정량의 일반형임을 밝혔다.

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