WikiDer > Мультимодальное распределение

Multimodal distribution
«Бимодал» перенаправляется сюда. О музыкальной концепции см. Бимодальность.
Рисунок 1. Простое бимодальное распределение, в данном случае смесь из двух нормальные распределения с той же дисперсией, но разными средствами. На рисунке показан функция плотности вероятности (p.d.f.), который представляет собой равновзвешенное среднее значение колоколообразных p.d.f. двух нормальных распределений. Если бы веса не были равны, полученное распределение все равно могло бы быть бимодальным, но с пиками разной высоты.
Фигура 2. Бимодальное распределение.
Рисунок 3. Двумерное, мультимодальное распределение

В статистика, а Мультимодальный распространение это распределение вероятностей с двумя разными режимы, которое также можно назвать бимодальным распределением. Они проявляются в виде отдельных пиков (локальных максимумов) на функция плотности вероятности, как показано на рисунках 1 и 2. Категориальные, непрерывные и дискретные данные могут формировать бимодальные распределения.[нужна цитата].

В более общем плане мультимодальное распределение представляет собой распределение вероятностей с двумя или более модами, как показано на рисунке 3.

Терминология

Когда два режима не равны, больший режим называется основным режимом, а другой - второстепенным. Наименее частое значение между режимами известно как антимод. Разница между основным и второстепенным режимами известна как амплитуда. Во временных рядах основной режим называется акрофаза и антимоде батифаза.[нужна цитата]

Классификация Галтунга

Галтунг ввел систему классификации (AJUS) для распределений:[1]

  • A: унимодальное распределение - пик посередине
  • J: одномодальный - пик на обоих концах
  • U: бимодальный - пики на обоих концах
  • S: бимодальный или мультимодальный - несколько пиков

С тех пор эта классификация была немного изменена:

  • J: (изменено) - пик справа
  • L: одномодальный - пик слева
  • F: без пика (плоский)

Согласно этой классификации бимодальные распределения классифицируются как тип S или U.

Примеры

Бимодальные распределения встречаются как в математике, так и в естественных науках.

Распределения вероятностей

Важные бимодальные распределения включают распределение арксинусов и бета-распространение. Другие включают U-квадратичное распределение.

Отношение двух нормальных распределений также распределяется бимодально. Позволять

куда а и б постоянны и Икс и у распределяются как нормальные переменные со средним значением 0 и стандартным отклонением 1. р имеет известную плотность, которая может быть выражена как конфлюэнтная гипергеометрическая функция.[2]

Распределение взаимный из т распределенная случайная величина является бимодальной, когда степени свободы больше единицы. Аналогично, величина, обратная нормально распределенной переменной, также распределяется бимодально.

А т статистика, созданная из набора данных, взятых из Распределение Коши бимодальный.[3]

Встречи в природе

Примеры переменных с бимодальным распределением включают время между извержениями определенных гейзеры, то цвет галактик, размер рабочего муравьи-ткачи, возраст заболеваемости Лимфома Ходжкина, скорость инактивации препарата изониазид у взрослых в США абсолютная величина новые, а паттерны циркадной активности из тех сумеречный животные, активные как в утренних, так и в вечерних сумерках. В науке о рыболовстве мультимодальные распределения длин отражают разные годовые классы и, таким образом, могут использоваться для оценок возрастного распределения и роста популяции рыб.[4] Осадки обычно распределяются бимодальным образом. Бимодальное распределение также наблюдается при анализе трафика, когда пик трафика приходится на час пик с утра, а затем снова в час пик после полудня. Это явление также наблюдается в ежедневном распределении воды, поскольку потребность в воде в виде душа, приготовления пищи и использования туалета обычно достигает пика в утренние и вечерние периоды.

Эконометрика

В эконометрический модели, параметры могут быть бимодально распределены.[5]

Происхождение

Основная статья: Распределение смеси

Математическая

Бимодальное распределение чаще всего возникает как смесь двух разных одномодальный дистрибутивы (то есть дистрибутивы, имеющие только один режим). Другими словами, бимодально распределенная случайная величина X определяется как с вероятностью или же с вероятностью куда Y и Z являются унимодальными случайными величинами и - коэффициент смеси.

Смеси с двумя отдельными компонентами не обязательно должны быть бимодальными, а двухкомпонентные смеси с одномодальными плотностями компонентов могут иметь более двух режимов. Непосредственной связи между количеством компонентов в смеси и количеством мод результирующей плотности нет.

Особые распределения

Бимодальные распределения, несмотря на то, что они часто встречаются в наборах данных, изучаются очень редко.[нужна цитата]. Это может быть связано с трудностями при оценке их параметров частотными или байесовскими методами. Среди тех, что были изучены:

Бимодальность также естественно возникает в распределение катастрофы на пороге.

Биология

В биологии известно пять факторов, способствующих бимодальному распределению размеров популяций.[нужна цитата]:

  • начальное распределение индивидуальных размеров
  • распределение темпов роста среди особей
  • размер и зависимость скорости роста каждого человека от времени
  • коэффициенты смертности, которые могут по-разному влиять на каждый размерный класс
  • метилирование ДНК в геноме человека и мыши.

Бимодальное распределение размеров ткач муравей рабочие возникают из-за существования двух различных классов рабочих, а именно крупных рабочих и второстепенных рабочих.[10]

В распределение фитнес-эффектов мутаций как для всего геномы[11][12] и индивидуальный гены[13] также часто бывает бимодальным с большинством мутации быть либо нейтральным, либо смертельным, и относительно немногие из них имеют промежуточный эффект.

Общие свойства

Смесь двух унимодальных распределений с разными средними значениями не обязательно является бимодальным. Комбинированное распределение роста мужчин и женщин иногда используется в качестве примера бимодального распределения, но на самом деле разница в среднем росте мужчин и женщин слишком мала по сравнению с их ростом. Стандартное отклонение произвести бимодальность.[14]

Бимодальные распределения обладают тем особенным свойством, что, в отличие от унимодальных распределений, среднее значение может быть более надежной выборочной оценкой, чем медиана.[15] Это явно тот случай, когда распределение имеет U-образную форму, как распределение арксинуса. Это может быть неверно, если у распределения есть один или несколько длинных хвостов.

Моменты смесей

Позволять

куда граммя - распределение вероятностей и п - параметр смешения.

Моменты ж(Икс) находятся[16]

куда

и Sя и Kя являются перекос и эксцесс из яth распространение.

Смесь двух нормальных распределений

Нередко встречаются ситуации, когда исследователь считает, что данные получены из смеси двух нормальных распределений. В связи с этим данная смесь достаточно подробно изучена.[17]

Смесь двух нормальных распределений имеет пять параметров для оценки: два средних, две дисперсии и параметр смешивания. Смесь двух нормальные распределения с равным Стандартное отклонение является бимодальным только в том случае, если их средние значения различаются как минимум на двойное стандартное отклонение.[14] Оценка параметров упрощается, если дисперсии можно считать равными ( гомоскедастический дело).

Если средние двух нормальных распределений равны, то комбинированное распределение является унимодальным. Условия для унимодальность комбинированного распределения были получены Эйзенбергером.[18] Необходимые и достаточные условия для того, чтобы смесь нормальных распределений была бимодальной, были идентифицированы Рэем и Линдси.[19]

Смесь двух примерно равных массовых нормальных распределений имеет отрицательный эксцесс, поскольку две моды по обе стороны от центра масс эффективно уменьшают хвосты распределения.

Смесь двух нормальных распределений с сильно неравной массой имеет положительный эксцесс, поскольку меньшее распределение удлиняет хвост более доминирующего нормального распределения.

Смеси других распределений требуют оценки дополнительных параметров.

Тесты на унимодальность

или же

куда п - параметр смешения и

и где μ1 и μ2 являются средними двух нормальных распределений и σ1 и σ2 - их стандартные отклонения.

  • Следующий тест для случая п = 1/2 был описан Шиллингом и другие.[14] Позволять

Коэффициент разделения (S) является

Если дисперсии равны, то S = 1. Плотность смеси унимодальна тогда и только тогда, когда

  • Достаточным условием унимодальности является[21]
  • Если два нормальных распределения имеют равные стандартные отклонения достаточным условием унимодальности является[21]

Сводные статистические данные

Бимодальные распределения - часто используемый пример того, как сводная статистика, такая как иметь в виду, медиана, и стандартное отклонение может вводить в заблуждение при использовании в произвольном дистрибутиве. Например, в распределении на Рисунке 1 среднее значение и медиана будут около нуля, хотя ноль не является типичным значением. Стандартное отклонение также больше отклонения каждого нормального распределения.

Хотя было предложено несколько, в настоящее время не существует общепризнанной сводной статистики (или набора статистических данных) для количественной оценки параметров общего бимодального распределения. Для смеси двух нормальных распределений обычно используются средние и стандартные отклонения, а также параметр смешивания (вес для комбинации) - всего пять параметров.

D Эшмана

Статистика, которая может быть полезна, - это D Эшмана:[22]

куда μ1, μ2 средства и σ1 σ2 стандартные отклонения.

Для смеси двух нормальных распределений D > 2 требуется для чистого разделения раздач.

A ван дер Эйка

Этот показатель представляет собой средневзвешенное значение степени согласованности частотного распределения.[23] А колеблется от -1 (идеально бимодальность) до +1 (идеально унимодальность). Он определяется как

куда U - унимодальность распределения, S количество категорий, которые имеют ненулевые частоты и K общее количество категорий.

Значение U равно 1, если распределение имеет любую из трех следующих характеристик:

  • все ответы находятся в одной категории
  • ответы равномерно распределяются по всем категориям
  • ответы равномерно распределяются между двумя или более смежными категориями, при этом остальные категории не имеют ответов

В других дистрибутивах данные должны быть разделены на «слои». Внутри слоя ответы либо равны, либо равны нулю. Категории не обязательно должны быть смежными. Значение для А для каждого слоя (Ая) вычисляется и определяется средневзвешенное значение для распределения. Веса (шя) для каждого уровня - это количество ответов в этом слое. В символах

А равномерное распределение имеет А = 0: когда все ответы попадают в одну категорию А = +1.

Одна теоретическая проблема с этим индексом заключается в том, что он предполагает, что интервалы расположены на одинаковом расстоянии. Это может ограничить его применимость.

Бимодальное разделение

Этот индекс предполагает, что распределение представляет собой смесь двух нормальных распределений со средними (μ1 и μ2) и стандартные отклонения (σ1 и σ2):[24]

Коэффициент бимодальности

Коэффициент бимодальности Сарле б является[25]

куда γ это перекос и κ это эксцесс. Эксцесс здесь определяется как стандартизованный четвертый момент вокруг среднего. Значение б лежит между 0 и 1.[26] Логика этого коэффициента заключается в том, что бимодальное распределение со светлыми хвостами будет иметь очень низкий эксцесс, асимметричный характер или и то, и другое - все это увеличивает этот коэффициент.

Формула для конечной выборки:[27]

куда п количество элементов в выборке, грамм это асимметрия образца и k это образец избыточный эксцесс.

Значение б для равномерное распределение составляет 5/9. Это также его ценность для экспоненциальное распределение. Значения больше 5/9 могут указывать на бимодальное или мультимодальное распределение, хотя соответствующие значения также могут быть результатом сильно искаженных одномодальных распределений.[28] Максимальное значение (1.0) достигается только Распределение Бернулли только с двумя различными значениями или суммой двух разных Дельта-функции Дирака (бидельта-распределение).

Распределение этой статистики неизвестно. Это связано со статистикой, предложенной ранее Пирсоном - разницей между эксцессом и квадратом асимметрии (см. ниже).

Бимодальность амплитуды

Это определяется как[24]

куда А1 - амплитуда меньшего пика и Аан - амплитуда антимоды.

АB всегда <1. Большие значения указывают на более отчетливые пики.

Бимодальное соотношение

Это соотношение левого и правого пиков.[24] Математически

куда Ал и Ар - амплитуды левого и правого пиков соответственно.

Параметр бимодальности

Этот параметр (B) принадлежит Уилкоку.[29]

куда Ал и Ар - амплитуды левого и правого пиков соответственно и пя логарифм по основанию 2 доли распределения в ith интервал. Максимальное значение ΣP равно 1, но значение B может быть больше, чем это.

Для использования этого индекса берется журнал значений. Затем данные делятся на интервал шириной Φ, значение которого равно log 2. Ширина пиков принимается равной четырехкратной 1 / 4Φ с центром на их максимальных значениях.

Индексы бимодальности

Индекс Ванга

Индекс бимодальности, предложенный Ван и другие предполагает, что распределение представляет собой сумму двух нормальных распределений с равными дисперсиями, но разными средними значениями.[30] Это определяется следующим образом:

куда μ1, μ2 средства и σ стандартное отклонение.

куда п - параметр смешения.

Индекс Старрока

Другой индекс бимодальности был предложен Стурроком.[31]

Этот индекс (B) определяется как

Когда м = 2 и γ равномерно распределен, B распределяется экспоненциально.[32]

Эта статистика представляет собой форму периодограмма. Он страдает от обычных проблем оценки и спектральной утечки, присущих этой форме статистики.

индекс де Микеле и Аккатино

Другой индекс бимодальности был предложен де Микеле и Аккатино.[33] Их индекс (B) является

куда μ - среднее арифметическое для выборки и

куда мя количество точек данных в яth мусорное ведроИкся это центр яth мусорное ведро и L количество бункеров.

Авторы предложили значение отсечения 0,1 для B различать бимодальный (B > 0,1) и одномодальные (B <0,1) распределение. Для этого значения не было предложено никакого статистического обоснования.

Индекс Сэмбрука Смита

Дальнейший индекс (B) был предложен Сэмбруком Смитом и другие[34]

куда п1 и п2 являются пропорциями, содержащимися в первичной (с большей амплитудой) и вторичной (с меньшей амплитудой) моде и φ1 и φ2 являются φ-размеры основного и дополнительного режима. В φ-размер определяется как минус один, умноженный на логарифм размера данных, взятых в базу 2. Это преобразование обычно используется при изучении отложений.

Авторы рекомендовали пороговое значение 1,5, при этом значение B больше 1,5 для бимодального распределения и меньше 1,5 для унимодального распределения. Никакого статистического обоснования этого значения не было.

Индекс Чаудхури и Агравала

Другой параметр бимодальности был предложен Чаудхури и Агравалом.[35] Этот параметр требует знания дисперсии двух субпопуляций, составляющих бимодальное распределение. Он определяется как

куда пя это количество точек данных в яth субпопуляция, σя2 это дисперсия яth субпопуляция, м - общий размер выборки и σ2 - выборочная дисперсия.

Это средневзвешенное значение дисперсии. Авторы предлагают использовать этот параметр в качестве цели оптимизации для разделения выборки на две субпопуляции. Никакого статистического обоснования этому предположению дано не было.

Статистические тесты

Существует ряд тестов, позволяющих определить, распределяется ли набор данных бимодальным (или мультимодальным) способом.

Графические методы

При изучении отложений размер частиц часто бывает бимодальным. Эмпирически было обнаружено, что полезно построить график зависимости частоты от логарифма (размера) частиц.[36][37] Обычно это дает четкое разделение частиц на бимодальное распределение. В геологических приложениях логарифм обычно берется за основу 2. Логарифмически преобразованные значения называются единицами фи (Φ). Эта система известна как Крамбейн (или фи) шкала.

Альтернативный метод - построить логарифм размера частиц в зависимости от совокупной частоты. Этот график обычно состоит из двух достаточно прямых линий с соединительной линией, соответствующей антимоде.

Статистика

Приблизительные значения для нескольких статистических данных могут быть получены из графических графиков.[36]

куда Иметь в виду это среднее, StdDev стандартное отклонение, Перекос асимметрия, Курт это эксцесс и φИкс это значение переменной φ на Иксth процент распределения.

Унимодальное и бимодальное распределение

Пирсон в 1894 г. был первым, кто разработал процедуру проверки того, можно ли разложить распределение на два нормальных распределения.[38] Этот метод потребовал решения девятого порядка многочлен. В последующей статье Пирсон сообщил, что при любой асимметрии распределения2 +1 <эксцесс.[26] Позже Пирсон показал, что[39]

куда б2 это эксцесс и б1 это квадрат асимметрии. Равенство справедливо только для двух точек Распределение Бернулли или сумма двух разных Дельта-функции Дирака. Это самые крайние случаи возможной бимодальности. В обоих случаях эксцесс равен 1. Поскольку они оба симметричны, их асимметрия равна 0, а разница равна 1.

Бейкер предложил преобразование для преобразования бимодального распределения в унимодальное.[40]

Было предложено несколько тестов на унимодальность и бимодальность: Холдейн предложил один, основанный на вторых центральных различиях.[41] Позднее Ларкин представил тест, основанный на F-тесте;[42] Benett создал один на основе G-тест Фишера.[43] Токеши предложил четвертый тест.[44][45] Тест на основе отношения правдоподобия был предложен Хольцманном и Фоллмером.[20]

Предложен метод, основанный на оценках и тестах Вальда.[46] Этот метод позволяет различать унимодальные и бимодальные распределения, если известны лежащие в основе распределения.

Антимодовые тесты

Статистические тесты для антимода известны.[47]

Метод Оцу

Метод Оцу обычно используется в компьютерной графике для определения оптимального разделения двух распределений.

Общие тесты

Чтобы проверить, является ли распределение отличным от унимодального, было разработано несколько дополнительных тестов: тест пропускной способности,[48] то испытание на погружение,[49] то испытание на избыточную массу,[50] тест MAP,[51] то проверка наличия режима,[52] то кратковременный тест,[53][54] то тест диапазона,[55] и седло испытание.

Реализация теста на падение доступна для Язык программирования R.[56] P-значения для значений статистики падения находятся в диапазоне от 0 до 1. P-значения менее 0,05 указывают на значительную мультимодальность, а значения p более 0,05, но менее 0,10 предполагают мультимодальность с предельной значимостью. [57].

Тест Сильвермана

Сильверман представил метод начальной загрузки для количества режимов.[48] В тесте используется фиксированная полоса пропускания, что снижает мощность теста и его интерпретируемость. Недостаточно сглаженные плотности могут иметь чрезмерное количество режимов, количество которых во время начальной загрузки нестабильно.

Тест Баджье-Аггарвала

Баджьер и Аггарвал предложили тест, основанный на эксцессе распределения.[58]

Особые случаи

Дополнительные тесты доступны для ряда особых случаев:

Смесь двух нормальных распределений

Исследование плотности смеси данных двух нормальных распределений показало, что разделение на два нормальных распределения было затруднительным, если средние значения не были разделены на 4–6 стандартных отклонений.[59]

В астрономия алгоритм Kernel Mean Matching используется для определения принадлежности набора данных к одному нормальному распределению или к смеси двух нормальных распределений.

Бета-нормальное распределение

Это распределение является бимодальным для определенных значений параметров is. Был описан тест на эти значения.[60]

Кривые оценки параметров и подгонки

Предполагая, что распределение известно как бимодальное или было показано, что оно является бимодальным одним или несколькими из приведенных выше тестов, часто бывает желательно подобрать кривую к данным. Это может быть сложно.

Байесовские методы могут быть полезны в сложных случаях.

Программного обеспечения

Два нормальных распределения

Пакет для р доступен для тестирования на бимодальность.[61] Этот пакет предполагает, что данные распределены как сумма двух нормальных распределений. Если это предположение неверно, результаты могут быть ненадежными. Он также включает функции для подбора суммы двух нормальных распределений к данным.

Если предположить, что распределение представляет собой смесь двух нормальных распределений, то для определения параметров можно использовать алгоритм максимизации ожидания. Для этого доступно несколько программ, включая Cluster,[62] и пакет R nor1mix.[63]

Другие дистрибутивы

Пакет mixtools, доступный для R, может тестировать и оценивать параметры ряда различных дистрибутивов.[64] Доступен пакет для смеси двух правосторонних гамма-распределений.[65]

Несколько других пакетов для R доступны для смешанных моделей; к ним относятся flexmix,[66] Маккласт[67], agrmt,[68] и миксдист.[69]

Язык статистического программирования SAS может также соответствовать множеству смешанных дистрибутивов с помощью процедуры PROC FREQ.

Смотрите также

Рекомендации

  1. ^ Галтунг, Дж. (1969). Теория и методы социальных исследований. Осло: Universitetsforlaget. ISBN 0-04-300017-7.
  2. ^ Филлер Э (1932). «Распределение индекса в нормальной двумерной совокупности». Биометрика. 24 (3–4): 428–440. Дои:10.1093 / biomet / 24.3-4.428.
  3. ^ Фиорио, резюме; HajivassILiou, VA; Филипс, печатная плата (2010). «Бимодальные t-отношения: влияние толстых хвостов на вывод». Журнал эконометрики. 13 (2): 271–289. Дои:10.1111 / j.1368-423X.2010.00315.x. S2CID 363740.
  4. ^ Введение в оценку запасов тропических рыб
  5. ^ Филлипс, П. С. Б. (2006). «Замечание о бимодальности и слабых инструментах в оценке структурных уравнений» (PDF). Эконометрическая теория. 22 (5): 947–960. Дои:10.1017 / S0266466606060439. S2CID 16775883.
  6. ^ Хасан, MY; Хиджази, Р.Х. (2010). «Бимодальное экспоненциальное распределение мощности». Статистический журнал Пакистана. 26 (2): 379–396.
  7. ^ Элал-Оливеро, Д. (2010). «Альфа-косое-нормальное распределение». Журнал математики Proyecciones. 29 (3): 224–240. Дои:10.4067 / s0716-09172010000300006.
  8. ^ Hassan, M. Y .; Эль-Бассиуни, М. Ю. (2016). «Бимодальное кососимметричное нормальное распределение». Коммуникации в статистике - теория и методы. 45 (5): 1527–1541. Дои:10.1080/03610926.2014.882950. S2CID 124087015.
  9. ^ Bosea, S .; Шмуелиб, Г .; Sura, P .; Дубей П. (2013). «Подбор смесей Ком-Пуассона к бимодальным данным подсчета» (PDF). Материалы Международной конференции по информации, операционному менеджменту и статистике 2013 г. (ICIOMS2013), Куала-Лумпур, Малайзия. С. 1–8.
  10. ^ Вебер, Н.А. (1946). «Диморфизм в африканском Экофилла рабочий и аномалия (Hym .: Formicidae) » (PDF). Анналы энтомологического общества Америки. 39: 7–10. Дои:10.1093 / aesa / 39.1.7.
  11. ^ Санхуан, Р. (27 июня 2010 г.). «Эффекты мутационной пригодности в РНК и вирусах с одноцепочечной ДНК: общие закономерности, выявленные исследованиями сайт-направленного мутагенеза». Философские труды Лондонского королевского общества B: Биологические науки. 365 (1548): 1975–82. Дои:10.1098 / rstb.2010.0063. ЧВК 2880115. PMID 20478892.
  12. ^ Эйр-Уокер, А; Кейтли, PD (август 2007 г.). «Распределение фитнес-эффектов новых мутаций». Природа Обзоры Генетика. 8 (8): 610–8. Дои:10,1038 / nrg2146. PMID 17637733. S2CID 10868777.
  13. ^ Хиетпас, RT; Дженсен, JD; Болонь Д.Н. (10 мая 2011 г.). «Экспериментальное освещение фитнес-ландшафта». Труды Национальной академии наук Соединенных Штатов Америки. 108 (19): 7896–901. Bibcode:2011PNAS..108.7896H. Дои:10.1073 / pnas.1016024108. ЧВК 3093508. PMID 21464309.
  14. ^ а б c Шиллинг, Марк Ф .; Уоткинс, Энн Э.; Уоткинс, Уильям (2002). «Является ли рост человека бимодальным?». Американский статистик. 56 (3): 223–229. Дои:10.1198/00031300265. S2CID 53495657.
  15. ^ Мостеллер, Ф .; Тьюки, Дж. У. (1977). Анализ данных и регрессия: второй курс статистики. Чтение, Массачусетс: Эддисон-Уэсли. ISBN 0-201-04854-X.
  16. ^ Kim, T.-H .; Уайт, Х. (2003). «О более надежной оценке асимметрии и эксцесса: моделирование и применение к индексу S&P 500» (PDF). Цитировать журнал требует | журнал = (помощь)
  17. ^ Робертсон, Калифорния; Фрайер, Дж. Г. (1969). «Некоторые описательные свойства нормальных смесей». Скандинависк Актуариетидскрифт. 69 (3–4): 137–146. Дои:10.1080/03461238.1969.10404590.
  18. ^ Эйзенбергер, I (1964). «Генезис бимодальных распределений». Технометрика. 6 (4): 357–363. Дои:10.1080/00401706.1964.10490199.
  19. ^ Рэй, S; Линдси, Б.Г. (2005). «Топография многомерных нормальных смесей». Анналы статистики. 33 (5): 2042–2065. arXiv:математика / 0602238. Дои:10.1214/009053605000000417. S2CID 36234163.
  20. ^ а б Хольцманн, Хайо; Воллмер, Себастьян (2008). «Тест отношения правдоподобия для бимодальности в двухкомпонентных смесях с применением к региональному распределению доходов в ЕС». AStA: достижения в области статистического анализа. 2 (1): 57–69. Дои:10.1007 / s10182-008-0057-2. S2CID 14470055.
  21. ^ а б Бехбудиан, Дж (1970). «О режимах смеси двух нормальных распределений». Технометрика. 12 (1): 131–139. Дои:10.2307/1267357. JSTOR 1267357.
  22. ^ Ашман К.М.; Bird CM; Zepf SE (1994). «Обнаружение бимодальности в наборах астрономических данных». Астрономический журнал. 108: 2348–2361. arXiv:Astro-ph / 9408030. Bibcode:1994AJ .... 108.2348A. Дои:10.1086/117248. S2CID 13464256.
  23. ^ Ван дер Эйк, К. (2001). «Согласованность измерений в заказных рейтинговых шкалах». Качество и количество. 35 (3): 325–341. Дои:10.1023 / а: 1010374114305.
  24. ^ а б c Чжан, К; Mapes, BE; Соден, Б.Дж. (2003). «Бимодальность в тропическом водяном паре». Ежеквартальный журнал Королевского метеорологического общества. 129 (594): 2847–2866. Bibcode:2003QJRMS.129.2847Z. Дои:10.1256 / qj.02.166.
  25. ^ Эллисон, AM (1987). "Влияние диморфизма семян на зависящую от плотности динамику экспериментальных популяций Атриплекс треугольный (Chenopodiaceae) ". Американский журнал ботаники. 74 (8): 1280–1288. Дои:10.2307/2444163. JSTOR 2444163.
  26. ^ а б Пирсон, К. (1916). «Математические вклады в теорию эволюции, XIX: второе приложение к мемуарам о перекосах». Философские труды Королевского общества A. 216 (538–548): 429–457. Bibcode:1916РСПТА.216..429П. Дои:10.1098 / рста.1916.0009. JSTOR 91092.
  27. ^ SAS Institute Inc. (2012). Руководство пользователя SAS / STAT 12.1. Кэри, Северная Каролина: Автор.
  28. ^ Pfister, R; Schwarz, KA; Янчик, М .; Дейл, Р. Фриман, Дж. Б. (2013). «Хорошие вещи достигают пика в парах: примечание о коэффициенте бимодальности». Границы в психологии. 4: 700. Дои:10.3389 / fpsyg.2013.00700. ЧВК 3791391. PMID 24109465.
  29. ^ Уилкок, PR (1993). «Критическое напряжение сдвига природных отложений». Журнал гидротехники. 119 (4): 491–505. Дои:10.1061 / (восхождение) 0733-9429 (1993) 119: 4 (491).
  30. ^ Ван, Дж; Вен, S; Симманс, ВФ; Pusztai, L; Кумбс, KR (2009). «Индекс бимодальности: критерий для обнаружения и ранжирования бимодальных сигнатур из данных профилирования экспрессии гена рака». Информатика рака. 7: 199–216. Дои:10.4137 / CIN.S2846. ЧВК 2730180. PMID 19718451.
  31. ^ Старрок, П. (2008). «Анализ бимодальности в гистограммах, сформированных из данных солнечных нейтрино GALLEX и GNO». Солнечная физика. 249 (1): 1–10. arXiv:0711.0216. Bibcode:2008Соф..249 .... 1С. Дои:10.1007 / s11207-008-9170-3. S2CID 118389173.
  32. ^ Scargle, JD (1982). «Исследования по анализу астрономических временных рядов. II - Статистические аспекты спектрального анализа неравномерно распределенных данных». Астрофизический журнал. 263 (1): 835–853. Bibcode:1982ApJ ... 263..835S. Дои:10.1086/160554.
  33. ^ Де Микеле, К; Аккатино, Ф (2014). «Бимодальность древесного покрова в саваннах и лесах, возникающая в результате переключения между двумя динамиками пожаров». PLOS ONE. 9 (3): e91195. Bibcode:2014PLoSO ... 991195D. Дои:10.1371 / journal.pone.0091195. ЧВК 3963849. PMID 24663432.
  34. ^ Sambrook Smith, GH; Николай, AP; Фергюсон, Р.И. (1997). «Измерение и определение бимодальных отложений: проблемы и последствия». Исследование водных ресурсов. 33 (5): 1179–1185. Bibcode:1997WRR .... 33.1179S. Дои:10.1029 / 97wr00365.
  35. ^ Чаудхури, D; Агравал, А (2010). «Процедура разделения и слияния для сегментации изображений с использованием метода обнаружения бимодальности». Оборонный научный журнал. 60 (3): 290–301. Дои:10.14429 / dsj.60.356.
  36. ^ а б Folk, RL; Уорд, WC (1957). «Бар реки Бразос: исследование значимости параметров размера зерна». Журнал осадочных исследований. 27 (1): 3–26. Bibcode:1957JSedR..27 .... 3F. Дои:10.1306 / 74d70646-2b21-11d7-8648000102c1865d.
  37. ^ Дайер, KR (1970). «Гранулометрические параметры песчаного гравия». Журнал осадочных исследований. 40 (2): 616–620. Дои:10.1306 / 74D71FE6-2B21-11D7-8648000102C1865D.
  38. ^ Пирсон, К. (1894). «Вклад в математическую теорию эволюции: о разрезе асимметричных частотных кривых». Философские труды Королевского общества A. 185: 71–90. Bibcode:1894RSPTA.185 ... 71P. Дои:10.1098 / рста.1894.0003.
  39. ^ Пирсон, К. (1929). «От редакции». Биометрика. 21: 370–375.
  40. ^ Бейкер, Г. А. (1930). «Преобразования бимодальных распределений». Анналы математической статистики. 1 (4): 334–344. Дои:10.1214 / aoms / 1177733063.
  41. ^ Холдейн, JBS (1951). «Простые тесты на бимодальность и битангентальность». Анналы евгеники. 16 (1): 359–364. Дои:10.1111 / j.1469-1809.1951.tb02488.x. PMID 14953132.
  42. ^ Ларкин, Р.П. (1979). «Алгоритм для оценки бимодальности и унимодальности в одномерном распределении». Методы и инструменты исследования поведения. 11 (4): 467–468. Дои:10.3758 / BF03205709.
  43. ^ Беннет, SC (1992). "Половой диморфизм Птеранодон и другие птерозавры, с комментариями на черепных гребнях ». Журнал палеонтологии позвоночных. 12 (4): 422–434. Дои:10.1080/02724634.1992.10011472.
  44. ^ Токеши, М. (1992). «Динамика и распространение в сообществах животных; теория и анализ». Исследования по экологии населения. 34 (2): 249–273. Дои:10.1007 / bf02514796. S2CID 22912914.
  45. ^ Баррето, S; Борхес, PAV; Го, Q (2003). «Опечатка в тесте Токеши на бимодальность». Глобальная экология и биогеография. 12 (2): 173–174. Дои:10.1046 / j.1466-822x.2003.00018.x. HDL:10400.3/1408.
  46. ^ Кэролан, AM; Райнер, JCW (2001). «Один образец тестов на расположение режимов ненормальных данных». Журнал прикладной математики и наук о принятии решений. 5 (1): 1–19. CiteSeerX 10.1.1.504.4999. Дои:10,1155 / с1173912601000013.
  47. ^ Хартиган, Дж. А. (2000). «Тестирование антимодий». В Галлии W; Opitz O; Шадер М (ред.). Анализ данных. Исследования в области классификации, анализа данных и организации знаний. Springer. С. 169–181. ISBN 3-540-67731-3.
  48. ^ а б Сильверман, Б. В. (1981). «Использование оценок плотности ядра для исследования мультимодальности». Журнал Королевского статистического общества, серия B. 43 (1): 97–99. Bibcode:1981JRSSB..43 ... 97S. Дои:10.1111 / j.2517-6161.1981.tb01155.x. JSTOR 2985156.
  49. ^ Hartigan, JA; Хартиган, PM (1985). «Тест одномодальности провалом». Анналы статистики. 13 (1): 70–84. Дои:10.1214 / aos / 1176346577.
  50. ^ Мюллер, DW; Савицки, G (1991). «Избыточные массовые оценки и тесты на мультимодальность». Журнал Американской статистической ассоциации. 86 (415): 738–746. Дои:10.1080/01621459.1991.10475103. JSTOR 2290406.
  51. ^ Розаль, GPM Hartigan JA (1994). «Тест MAP на мультимодальность». Журнал классификации. 11 (1): 5–36. Дои:10.1007 / BF01201021. S2CID 118500771.
  52. ^ Миннотт, MC (1997). «Непараметрическая проверка наличия режимов». Анналы статистики. 25 (4): 1646–1660. Дои:10.1214 / aos / 1031594735.
  53. ^ Hartigan, JA; Моханти, S (1992). «Тест RUNT на мультимодальность». Журнал классификации. 9: 63–70. Дои:10.1007 / bf02618468. S2CID 121960832.
  54. ^ Андрушков Р.И.; Клюшин Д.Д .; Петунин Ю.И. (2008). «Новый тест на унимодальность». Теория случайных процессов. 14 (1): 1–6.
  55. ^ Хартиган, Дж. А. (1988). «Тест диапазона мультимодальности». В Боке, Х. Х. (ред.). Классификация и связанные с ней методы анализа данных. Амстердам: Северная Голландия. С. 229–236. ISBN 0-444-70404-3.
  56. ^ Ringach, Martin Maechler (первоначально из Fortran и S.-plus, Dario; NYU.edu) (5 декабря 2016 г.). "diptest: статистика погружения Хартигана для одномодальности - исправлено" - через R-Packages.
  57. ^ Фримен; Дейл (2012). «Оценка бимодальности для обнаружения двойного когнитивного процесса» (PDF). Методы исследования поведения. 45 (1): 83–97. Дои:10.3758 / с13428-012-0225-х. PMID 22806703. S2CID 14500508.
  58. ^ Bajgier SM; Аггарвал Л.К. (1991). «Полномочия критериев согласия в обнаружении сбалансированных смешанных нормальных распределений». Образовательные и психологические измерения. 51 (2): 253–269. Дои:10.1177/0013164491512001. S2CID 121113601.
  59. ^ Джексон, PR; Такер, GT; Вудс, HF (1989). «Проверка на бимодальность в частотном распределении данных, предполагающих полиморфизм метаболизма лекарств - проверка гипотез». Британский журнал клинической фармакологии. 28 (6): 655–662. Дои:10.1111 / j.1365-2125.1989.tb03558.x. ЧВК 1380036. PMID 2611088.
  60. ^ Inc., Advanced Solutions International. «Разделы и группы интересов» (PDF). www.amstat.org.
  61. ^ «Архивная копия» (PDF). Архивировано из оригинал (PDF) на 2013-11-03. Получено 2013-11-01.CS1 maint: заархивированная копия как заголовок (ссылка на сайт)
  62. ^ «Домашняя страница кластера». engineering.purdue.edu.
  63. ^ Мехлер, Мартин (25 августа 2016 г.). "nor1mix: нормальные (1-d) модели смеси (классы и методы S3)" - через R-Packages.
  64. ^ Молодой, Дерек; Беналья, Татьяна; Шово, Дидье; Хантер, Дэвид; Элмор, Райан; Hettmansperger, Томас; Томас, Хобен; Сюань, Фэнцзюань (10 марта 2017 г.). "mixtools: инструменты для анализа моделей конечных смесей" - через R-Packages.
  65. ^ «ДискриАРТы» (PDF). cran.r-project.org. Получено 22 марта 2018.
  66. ^ Груэн, Беттина; Лейш, Фридрих; Саркар, Дипаян; Мортье, Фредерик; Пикард, Николас (28 апреля 2017 г.). «Flexmix: Гибкое моделирование смеси» - через R-Packages.
  67. ^ Фрейли, Крис; Рафтери, Адриан Э .; Скрака, Лука; Мерфи, Томас Брендан; Фоп, Майкл (21 мая 2017 г.). «mclust: Моделирование гауссовой смеси для модельно-ориентированной кластеризации, классификации и оценки плотности» - через R-Packages.
  68. ^ Руедин, Дидье (2 апреля 2016 г.). "агрмт". cran.r-project.org.
  69. ^ Макдональд, Питер; Ду, при участии Хуана (29 октября 2012 г.). "mixdist: модели распределения конечных смесей" - через R-Packages.