Disuguaglianza di Cramér-Rao

In statistica, la disuguaglianza di Cramér-Rao, che prende il nome da Harald Cramér e Calyampudi Radhakrishna Rao, afferma che il reciproco della matrice informazione di Fisher ${\displaystyle \ {\mathcal {I}}(\vartheta )}$ per un parametro ${\displaystyle \ \vartheta }$ costituisce un limite inferiore alla varianza di uno stimatore corretto per il parametro (denotato ${\displaystyle \ {\hat {\vartheta }}}$):

${\displaystyle \ {\mbox{var}}\left({\hat {\vartheta }}\right)\geq {\frac {1}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}={\frac {1}{n{\mbox{E}}\left}}}$

In alcuni casi, non esiste uno stimatore corretto che consegue il limite inferiore così stabilito.

Non è infrequente trovare riferimenti alla disuguaglianza di Cramér-Rao come al limite inferiore di Cramér-Rao.

Si ritiene che il matematico francese Maurice René Fréchet sia stato il primo a scoprire e dimostrare questa disuguaglianza.^[1]

La disuguaglianza di Cramér-Rao si fonda su due deboli condizioni di regolarità che caratterizzano la funzione di densità ${\displaystyle \ f(x;\vartheta )}$, e lo stimatore adottato, ${\displaystyle \ T(X)}$. Tali condizioni richiedono che:

• L'informazione di Fisher sia sempre definita; ciò equivale a richiedere che, per ogni ${\displaystyle \ x}$ tale che ${\displaystyle \ f(x;\vartheta )>0}$,

${\displaystyle \ {\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\ln f(x;\vartheta )<\infty }$

• Le operazioni di integrazione rispetto a ${\displaystyle \ x}$ e di derivazione rispetto a ${\displaystyle \ \vartheta }$ possano essere scambiate all'interno del valore atteso dello stimatore ${\displaystyle \ T(X)}$, ossia:

${\displaystyle \ {\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\left=\int T(x)\leftdx}$

ogniqualvolta il secondo membro della relazione sopra è finito.

Laddove la seconda condizione di regolarità è estesa al secondo ordine di derivazione, è possibile esprimere la disuguaglianza tramite una forma alternativa dell'informazione di Fisher, così che il limite inferiore di Cramér-Rao è dato da:

${\displaystyle \ {\mbox{var}}\left({\hat {\vartheta }}\right)\geq {\frac {1}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}={\frac {1}{-{\mbox{E}}\left}}}$

In alcuni casi, può risultare più semplice applicare la disuguaglianza nella forma testé espressa.

Si osservi che uno stimatore non corretto potrà avere una varianza o uno scarto quadratico medio inferiore al limite di Cramér-Rao; questo perché la disuguaglianza è riferita esclusivamente a stimatori corretti.

La dimostrazione della disuguaglianza di Cramér-Rao passa attraverso la verifica di un risultato più generale; per un qualsiasi stimatore (statistica di un campione ${\displaystyle \ X}$) ${\displaystyle \ T=t(X)}$, il cui valore atteso è denotato da ${\displaystyle \ \psi (\vartheta )}$, e per ogni ${\displaystyle \ \vartheta }$:

${\displaystyle \ {\mbox{var}}(t(X))\geq {\frac {\left^{2}}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}}$

La disuguglianza di Cramér-Rao discende direttamente da quest'ultima relazione, come caso particolare.

Sia dunque ${\displaystyle \ X}$ una variabile casuale, avente funzione di densità ${\displaystyle \ f(x;\vartheta )}$. ${\displaystyle \ T=t(X)}$ è una statistica utilizzata come estimatore del parametro ${\displaystyle \ \vartheta }$. Sia inoltre ${\displaystyle \ V}$ il suo score, o derivata logaritmica rispetto a ${\displaystyle \vartheta }$:

${\displaystyle \ V={\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\ln f(X;\vartheta )}$

Il valore atteso ${\displaystyle \ {\mbox{E}}(V)}$ è nullo. Ciò a sua volta implica che ${\displaystyle \ {\mbox{cov}}(V,T)={\mbox{E}}(VT)-{\mbox{E}}(V){\mbox{E}}(T)={\mbox{E}}(VT)}$. Espandendo quest'ultima espressione, si ha:

${\displaystyle \ {\mbox{cov}}(V,T)={\mbox{E}}\left(T{\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\ln f(X;\vartheta )\right)}$

Svolgendo la derivata tramite la regola della catena:

${\displaystyle \ {\frac {\partial }{\partial x}}\ln g(x)={\frac {1}{g(x)}}{\frac {\partial g}{\partial x}}}$

e conoscendo la definizione di speranza matematica:

${\displaystyle \ {\mbox{E}}\left(T{\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\ln f(X;\vartheta )\right)=\int t(x)\leftdx={\frac {\partial }{\partial \vartheta }}\left=\psi '(\vartheta )}$

dal momento che gli operatori di derivazione e integrazione commutano.

Tramite la disuguaglianza di Cauchy-Schwarz si ha inoltre:

${\displaystyle \ {\sqrt {{\mbox{var}}(T){\mbox{var}}(V)}}\geq \mid {\mbox{cov}}(V,T)\mid =\psi '(\vartheta )}$

dunque:

${\displaystyle \ {\mbox{var}}(T)\geq {\frac {\left^{2}}{{\mbox{var}}(V)}}={\frac {\left^{2}}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}=\left^{2}{\frac {1}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}}$

come volevasi dimostrare. Ora, se ${\displaystyle \ T}$ è uno stimatore corretto per ${\displaystyle \ \vartheta }$, ${\displaystyle {\mbox{E}}(T)=\vartheta }$, e ${\displaystyle \ \psi '(\vartheta )=1}$; dunque la relazione sopra diviene:

${\displaystyle \ {\mbox{var}}(T)\geq {\frac {1}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}}$

ossia la disuguaglianza di Cramér-Rao.

Al fine di estendere la disuguaglianza di Cramér-Rao al caso di un vettore di parametri, si definisca il vettore colonna:

${\displaystyle {\boldsymbol {\theta }}=\left'\in \mathbb {R} ^{d}}$

e sia ad esso associata una funzione di densità ${\displaystyle f(x;{\boldsymbol {\theta }})}$ che soddisfi le condizioni di regolarità elemento per elemento.

L'informazione di Fisher ${\displaystyle \ {\mathcal {I}}({\boldsymbol {\theta }})}$ è allora una matrice di dimensioni ${\displaystyle \ d\times d}$, il cui generico elemento ${\displaystyle \ (m,k)}$ è definito da:

${\displaystyle \ {\mathcal {I}}_{m,k}={\mbox{E}}\left}$

La disuguaglianza di Cramér-Rao è dunque formulata come:

${\displaystyle {\mbox{cov}}_{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)\geq {\frac {\partial {\boldsymbol {\psi }}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial {\boldsymbol {\theta }}^{T}}}{\mathcal {I}}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)^{-1}{\frac {\partial {\boldsymbol {\psi }}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)'}{\partial {\boldsymbol {\theta }}}}}$

dove:

• ${\displaystyle {\boldsymbol {T}}(X)={\begin{bmatrix}T_{1}(X)&T_{2}(X)&\cdots &T_{d}(X)\end{bmatrix}}'}$
• ${\displaystyle {\boldsymbol {\psi }}=\mathrm {E} \left={\begin{bmatrix}\psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)&\psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)&\cdots &\psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\end{bmatrix}}'}$
• ${\displaystyle {\frac {\partial {\boldsymbol {\psi }}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial {\boldsymbol {\theta }}'}}={\begin{bmatrix}\psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\\\psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\\\vdots \\\psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\end{bmatrix}}{\begin{bmatrix}{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{1}}}&{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{2}}}&\cdots &{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{d}}}\end{bmatrix}}={\begin{bmatrix}{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}&{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}\\{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}&{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}\\\vdots &\vdots &\ddots &\vdots \\{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}&{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}\end{bmatrix}}}$
• ${\displaystyle {\frac {\partial {\boldsymbol {\psi }}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)'}{\partial {\boldsymbol {\theta }}}}={\begin{bmatrix}{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{1}}}\\{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{2}}}\\\vdots \\{\frac {\partial }{\partial \vartheta _{d}}}\end{bmatrix}}{\begin{bmatrix}\psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)&\psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)&\cdots &\psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)\end{bmatrix}}={\begin{bmatrix}{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}&{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{1}}}\\{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}&{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{2}}}\\\vdots &\vdots &\ddots &\vdots \\{\frac {\partial \psi _{1}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}&{\frac {\partial \psi _{2}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}&\cdots &{\frac {\partial \psi _{d}\left({\boldsymbol {\theta }}\right)}{\partial \vartheta _{d}}}\end{bmatrix}}}$

e ${\displaystyle \ {\mbox{cov}}_{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)}$ è una matrice semidefinita positiva, ossia tale per cui ${\displaystyle \ x'{\mbox{cov}}_{\boldsymbol {\theta }}\left({\boldsymbol {T}}(X)\right)x\geq 0\ \forall \ x\in \mathbb {R} ^{d},\ x\neq \mathbf {0} }$.

Se ${\displaystyle \ {\boldsymbol {T}}(X)={\begin{bmatrix}T_{1}(X)&T_{2}(X)&\cdots &T_{d}(X)\end{bmatrix}}'}$ è uno stimatore corretto, e dunque ${\displaystyle \ {\boldsymbol {\psi }}({\boldsymbol {\theta }})={\boldsymbol {\theta }}}$, la disuguaglianza di Cramér-Rao è:

${\displaystyle \ {\mbox{cov}}_{\boldsymbol {\theta }}({\boldsymbol {T}}(X))\geq {\mathcal {I}}({\boldsymbol {\theta }})^{-1}}$

La disuguaglianza stessa è da intendersi nel senso che la differenza tra il primo e il secondo membro è ancora una matrice semidefinita positiva.

La disuguaglianza di Cramér-Rao è strettamente legata al concetto di efficienza di uno stimatore. In particolare, è possibile definire una misura di efficienza per uno stimatore ${\displaystyle \ T(X)}$ per il parametro (o vettore di parametri) ${\displaystyle \ \vartheta }$, come:

${\displaystyle \ e(T)={\frac {\frac {1}{{\mathcal {I}}(\vartheta )}}{{\mbox{var}}(T)}}}$

ossia la minima varianza possibile per uno stimatore corretto, basata sulla disuguaglianza di Cramér-Rao, rapportata all'effettiva varianza. In base alla disuguaglianza di Cramér-Rao, ovviamente ${\displaystyle \ e(T)\leq 1}$.

Si illustra il significato della disuguaglianza di Cramér-Rao tramite un esempio basato sulla variabile casuale normale multivariata. Sia un vettore aleatorio ${\displaystyle \ \mathbf {x} \in \mathbb {R} ^{d}}$, tale che:

${\displaystyle \ \mathbf {x} \sim N\left(\mu ({\boldsymbol {\theta }}),\Sigma ({\boldsymbol {\theta }})\right),\ \mu ({\boldsymbol {\theta }})\in \mathbb {R} ^{d},\ \Sigma ({\boldsymbol {\theta }})\in \mathbb {R} ^{d\times d}}$

dove ${\displaystyle \ N(\cdot )}$ denota la distribuzione normale; la funzione di densità multivariata associata è:

${\displaystyle \ f_{\mathbf {X} }(\mathbf {x} ;{\boldsymbol {\theta }})={\frac {1}{\sqrt {(2\pi )^{d}|\Sigma |}}}\exp \left\{-{\frac {1}{2}}(\mathbf {x} -\mu )'\Sigma ^{-1}(\mathbf {x} -\mu )\right\}}$

La matrice informazione di Fisher ha generico elemento ${\displaystyle \ (m,k)}$:

${\displaystyle \ {\mathcal {I}}({\boldsymbol {\theta }})_{m,k}={\frac {\partial \mu '}{\partial \vartheta _{m}}}\Sigma ^{-1}{\frac {\partial \mu }{\partial \mu _{k}}}+{\frac {1}{2}}{\mbox{tr}}\left(\Sigma ^{-1}{\frac {\partial \Sigma }{\partial \vartheta _{m}}}\Sigma ^{-1}{\frac {\partial \Sigma }{\partial \vartheta _{k}}}\right)}$

dove ${\displaystyle \ {\mbox{tr}}(\cdot )}$ denota l'operatore traccia di una matrice.

Si consideri caso di un vettore aleatorio gaussiano come sopra, di dimensione ${\displaystyle \ n}$, con media nulla ed elementi indipendenti aventi ciascuno varianza ${\displaystyle \ \sigma ^{2}}$:

${\displaystyle \ x\sim N(\mathbf {0} ,\sigma ^{2}I)}$

La matrice informazione di Fisher è allora ${\displaystyle \ 1\times 1}$:

${\displaystyle \ {\mathcal {I}}(\sigma ^{2})={\frac {1}{2}}{\mbox{tr}}\left(\Sigma ^{-1}{\frac {\partial \Sigma }{\partial \vartheta _{m}}}\Sigma ^{-1}{\frac {\partial \Sigma }{\partial \vartheta _{k}}}\right)={\frac {1}{2\sigma ^{2}}}{\mbox{tr}}(I)={\frac {n}{2\sigma ^{2}}}}$

Dunque il limite inferiore di Cramér-Rao per la varianza di uno stimatore ${\displaystyle \ T_{\sigma ^{2}}}$ per ${\displaystyle \ \sigma ^{2}}$ è dato da:

${\displaystyle \ {\mbox{var}}(T_{\sigma ^{2}})\geq {\frac {2\sigma ^{2}}{n}}}$

Giova osservare che tale limite è pari alla varianza teorica dello stimatore di massima verosimiglianza per il parametro ${\displaystyle \ \sigma ^{2}}$ nelle ipotesi presentate.

• D.C. Boes, F.A. Graybill, A.M. Mood (1988), Introduzione alla Statistica, McGraw-Hill Libri Italia, ISBN 88-386-0661-7, un testo di riferimento per i fondamenti della statistica matematica; la disuguaglianza di Cramér-Rao è trattata nei capitoli sui metodi di ricerca degli stimatori.
• Alexander Craig Aitken e Harold Silverstone, "On the Estimation of Statistical Parameters", in Proceedings of the Royal Society of Edinburgh, 1942, vol. 61, pp. 186-194, dove gli autori sviluppano idee di Ronald Fisher descrivendo un caso particolare di quella che sarebbe diventate la Disuguaglianza di Cramèr-Rao

• Efficienza (statistica)
• Informazione di Fisher
• Metodo della massima verosimiglianza
• Metodo dei momenti (statistica)

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