WikiDer > Функция плотности вероятности
В теория вероятности, а функция плотности вероятности (PDF), или плотность из непрерывная случайная величина, это функция чье значение в любой заданной выборке (или точке) в образец пространства (набор возможных значений, принимаемых случайной величиной) можно интерпретировать как предоставление относительная вероятность что значение случайной переменной будет равно этой выборке.[2] Другими словами, пока абсолютная вероятность для непрерывной случайной переменной, которая принимает какое-либо конкретное значение, является 0 (поскольку существует бесконечный набор возможных значений для начала), значение PDF в двух разных выборках может использоваться для вывода в любом конкретном розыгрыше случайного переменной, насколько более вероятно, что случайная величина будет равна одной выборке по сравнению с другой выборкой.
В более точном смысле PDF используется для определения вероятности случайная переменная падение в определенном диапазоне значений, а не принимать одно значение. Эта вероятность дается интеграл PDF этой переменной в этом диапазоне, то есть она задается областью под функцией плотности, но выше горизонтальной оси и между наименьшим и наибольшим значениями диапазона. Функция плотности вероятности всюду неотрицательна, а ее интеграл по всему пространству равен 1.
Условия "функция распределения вероятностей"[3] и "функция вероятности"[4] также иногда использовались для обозначения функции плотности вероятности. Однако такое использование не является стандартным среди специалистов по теории вероятностей и статистиков. В других источниках «функция распределения вероятностей» может использоваться, когда распределение вероятностей определяется как функция над общими наборами значений или может относиться к кумулятивная функция распределения, или это может быть функция массы вероятности (PMF), а не плотность. Сама «функция плотности» также используется для функции массы вероятности, что ведет к дальнейшему недоразумению.[5] Однако в целом PMF используется в контексте дискретных случайных величин (случайных величин, принимающих значения в счетном наборе), в то время как PDF используется в контексте непрерывных случайных величин.
пример
Предположим, бактерии определенного вида обычно живут от 4 до 6 часов. Вероятность того, что бактерия живет именно так 5 часов равно нулю. Многие бактерии живут приблизительно 5 часов, но нет никаких шансов, что какая-либо конкретная бактерия погибнет ровно в 5.0000000000 ... часов. Однако вероятность того, что бактерия погибнет в период от 5 часов до 5,01 часа, поддается количественной оценке. Предположим, ответ 0,02 (т.е. 2%). Тогда вероятность того, что бактерия погибнет между 5 часами и 5,001 часами, должна быть около 0,002, так как этот временной интервал в десять раз меньше предыдущего. Вероятность того, что бактерия погибнет от 5 часов до 5 0001 часов, должна быть около 0,0002 и так далее.
В этих трех примерах отношение (вероятность умереть во время интервала) / (продолжительность интервала) примерно постоянное и равно 2 в час (или 2 часа в час).−1). Например, вероятность смерти 0,02 в интервале 0,01 часа от 5 до 5,01 часа, а (вероятность 0,02 / 0,01 часа) = 2 часа.−1. Это количество 2 часа−1 называется плотностью вероятности смерти примерно через 5 часов. Следовательно, вероятность того, что бактерия погибнет через 5 часов, может быть записана как (2 часа−1) dt. Это вероятность того, что бактерия умрет в бесконечно малом временном окне около 5 часов, где dt продолжительность этого окна. Например, вероятность того, что он живет дольше 5 часов, но меньше (5 часов + 1 наносекунда), составляет (2 часа−1) × (1 наносекунда) ≈ 6×10−13 (с использованием преобразование единиц измерения 3.6×1012 наносекунды = 1 час).
Есть функция плотности вероятности ж с участием ж(5 часов) = 2 часа−1. В интеграл из ж в любом временном окне (не только бесконечно малых, но и больших окнах) - вероятность того, что бактерия погибнет в этом окне.
Абсолютно непрерывные одномерные распределения
Функция плотности вероятности чаще всего связана с абсолютно непрерывный одномерные распределения. А случайная переменная имеет плотность , где неотрицательный Интегрируемый по Лебегу функция, если:
Следовательно, если это кумулятивная функция распределения из , тогда:
и если непрерывно на )
Интуитивно можно представить как вероятность попадая в бесконечно малый интервал .
Формальное определение
(Это определение может быть расширено до любого распределения вероятностей с помощью теоретико-мерный определение вероятности.)
А случайная переменная со значениями в измеримое пространство (обычно с Наборы Бореля как измеримые подмножества) имеет как распределение вероятностей мера Икс∗п на : the плотность из относительно контрольной меры на это Производная Радона – Никодима:
Это, ж - любая измеримая функция со свойством:
для любого измеримого множества
Обсуждение
в непрерывный одномерный случай выше, эталонной мерой является Мера Лебега. В функция массы вероятности из дискретная случайная величина - плотность относительно счетная мера над пространством выборки (обычно набор целые числаили их часть).
Невозможно определить плотность со ссылкой на произвольную меру (например, нельзя выбрать счетную меру в качестве эталона для непрерывной случайной величины). Кроме того, когда он существует, его плотность равна почти всюду уникальный.
Дальнейшие подробности
В отличие от вероятности функция плотности вероятности может принимать значения больше единицы; например, равномерное распределение на интервале [0, ½] имеет плотность вероятности ж(Икс) = 2 для 0 ≤Икс ≤ ½ и ж(Икс) = 0 в другом месте.
Стандарт нормальное распределение имеет плотность вероятности
Если случайная величина Икс задано, и его распределение допускает функцию плотности вероятности ж, то ожидаемое значение из Икс (если ожидаемое значение существует) можно рассчитать как
Не каждое распределение вероятностей имеет функцию плотности: распределения дискретные случайные величины не; и не Канторовское распределение, даже если он не имеет дискретной составляющей, то есть не приписывает положительной вероятности какой-либо отдельной точке.
Распределение имеет функцию плотности тогда и только тогда, когда его кумулятивная функция распределения F(Икс) является абсолютно непрерывный. В таком случае: F является почти всюду дифференцируемый, а его производная может использоваться как плотность вероятности:
Если распределение вероятностей допускает плотность, то вероятность каждого одноточечного набора {а} равно нулю; то же самое верно для конечных и счетных множеств.
Две плотности вероятности ж и г представляют то же самое распределение вероятностей именно если они различаются только по набору Лебег измерять ноль.
В области статистическая физика, неформальная переформулировка указанного выше отношения между производной от кумулятивная функция распределения и функция плотности вероятности обычно используется как определение функции плотности вероятности. Это альтернативное определение следующее:
Если dt бесконечно малое число, вероятность того, что Икс входит в интервал (т, т + dt) равно ж(т) dt, или:
Связь между дискретным и непрерывным распределениями
Можно представить определенные дискретные случайные величины, а также случайные величины, включающие как непрерывную, так и дискретную часть, с помощью обобщенный функция плотности вероятности, используя Дельта-функция Дирака. (Это невозможно с функцией плотности вероятности в смысле, определенном выше, это может быть сделано с помощью распространение.) Например, рассмотрим двоичную дискретную случайная переменная имея Распределение Радемахера- то есть, принимая -1 или 1 за значения с вероятностью 1/2 каждое. Плотность вероятности, связанная с этой переменной, равна:
В более общем смысле, если дискретная переменная может принимать п различных значений среди действительных чисел, тогда соответствующая функция плотности вероятности будет:
где дискретные значения, доступные переменной и - вероятности, связанные с этими значениями.
Это существенно унифицирует рассмотрение дискретных и непрерывных распределений вероятностей. Например, вышеприведенное выражение позволяет определить статистические характеристики такой дискретной переменной (например, ее значить, его отклонение и это эксцесс), исходя из приведенных формул для непрерывного распределения вероятности.
Семейства плотностей
Это обычное явление для функций плотности вероятности (и вероятностные массовые функции) быть параметризованным, то есть характеризоваться неопределенным параметры. Например, нормальное распределение параметризуется через значить и отклонение, обозначаемый и соответственно, давая семейство плотностей
Важно помнить о разнице между домен семейства плотностей и параметров семейства. Разные значения параметров описывают разные распределения разных случайные переменные на том же пространство образца (тот же набор всех возможных значений переменной); это пространство выборки является областью семейства случайных величин, которое описывает это семейство распределений. Данный набор параметров описывает единичное распределение внутри семейства, разделяющее функциональную форму плотности. С точки зрения данного распределения параметры являются константами, а члены функции плотности, которые содержат только параметры, но не переменные, являются частью коэффициент нормализации распределения (мультипликативный коэффициент, который гарантирует, что площадь под плотностью - вероятность что нибудь в возникшей области - равно 1). Этот коэффициент нормализации находится за пределами ядро распределения.
Поскольку параметры являются константами, повторное параметрирование плотности с точки зрения различных параметров, чтобы дать характеристику другой случайной переменной в семействе, означает простую замену новых значений параметров в формулу вместо старых. Однако изменение области определения плотности вероятности сложнее и требует дополнительных усилий: см. Раздел ниже, посвященный замене переменных.
Плотности, связанные с несколькими переменными
Для непрерывного случайные переменные Икс1, ..., Иксп, также можно определить функцию плотности вероятности, связанную с множеством в целом, часто называемую совместная функция плотности вероятности. Эта функция плотности определяется как функция п переменные, такие что для любого домена D в п-мерное пространство значений переменных Икс1, ..., Икспвероятность попадания реализации заданных переменных в область D является
Если F(Икс1, ..., Иксп) = Pr (Икс1 ≤ Икс1, ..., Иксп ≤ Иксп) это кумулятивная функция распределения вектора (Икс1, ..., Иксп), то совместная функция плотности вероятности может быть вычислена как частная производная
Предельные плотности
Для я = 1, 2, ...,п, позволять жИкся(Икся) - функция плотности вероятности, связанная с переменной Икся один. Это называется маргинальной функцией плотности, и ее можно вывести из плотности вероятности, связанной со случайными величинами. Икс1, ..., Иксп путем интегрирования по всем значениям другого п - 1 переменная:
Независимость
Непрерывные случайные величины Икс1, ..., Иксп допускающие совместную плотность все независимый друг от друга тогда и только тогда, когда
Следствие
Если совместная функция плотности вероятности вектора п случайные величины можно разложить на п функции одной переменной
(где каждый жя не обязательно плотность), то п все переменные в наборе независимый друг от друга, а предельная функция плотности вероятности каждого из них определяется выражением
пример
Этот элементарный пример иллюстрирует приведенное выше определение многомерных функций плотности вероятности в простом случае функции от набора двух переменных. Позвоните нам двумерный случайный вектор координат (Икс, Y): вероятность получить в четверть плоскости положительного Икс и у является
Функция случайных величин и замена переменных в функции плотности вероятности
Если функция плотности вероятности случайной величины (или вектора) Икс дается как жИкс(Икс) можно (но часто не обязательно; см. ниже) вычислить функцию плотности вероятности некоторой переменной Y = г(Икс). Это также называется «изменением переменной» и на практике используется для генерации случайной величины произвольной формы. жг(Икс) = жY с помощью известного (например, равномерного) генератора случайных чисел.
Заманчиво думать, что для определения математического ожидания E(г(Икс)) необходимо сначала найти плотность вероятности жг(Икс) новой случайной величины Y = г(Икс). Однако вместо вычислений
вместо этого можно найти
Значения двух интегралов одинаковы во всех случаях, когда оба Икс и г(Икс) действительно имеют функции плотности вероятности. Не обязательно, чтобы г быть индивидуальная функция. В некоторых случаях последний интеграл вычисляется намного проще, чем первый. Увидеть Закон бессознательного статистика.
Скаляр в скаляр
Позволять быть монотонная функция, то результирующая функция плотности будет
Вот г−1 обозначает обратная функция.
Это следует из того факта, что вероятность, содержащаяся в дифференциальной области, должна быть инвариантной относительно замены переменных. Это,
или
Для функций, которые не являются монотонными, функция плотности вероятности для у является
где п(у) - количество решений в Икс для уравнения , и эти решения.
Вектор в вектор
Вышеприведенные формулы можно обобщить на переменные (которые мы снова будем называть у) в зависимости от более чем одной переменной. ж(Икс1, ..., Иксп) будет обозначать функцию плотности вероятности переменных, которые у зависит от, и зависимость должна быть у = г(Икс1, …, Иксп). Тогда результирующая функция плотности будет[нужна цитата]
где интеграл ведется по всей (п - 1) -мерное решение индексного уравнения и символьного dV необходимо заменить параметризацией этого решения для конкретного расчета; переменные Икс1, ..., Иксп тогда, конечно, являются функциями этой параметризации.
Это происходит из следующего, возможно, более интуитивного представления: Предположим, Икс является п-мерная случайная величина с совместной плотностью ж. Если у = ЧАС(Икс), где ЧАС это биективный, дифференцируемая функция, тогда у имеет плотность г:
с дифференциалом, рассматриваемым как Якобиан обратного ЧАС(.), оценивается в у.[6]
Например, в двумерном случае Икс = (Икс1, Икс2), пусть преобразование ЧАС дается как у1 = ЧАС1(Икс1, Икс2), у2 = ЧАС2(Икс1, Икс2) с обратными Икс1 = ЧАС1−1(у1, у2), Икс2 = ЧАС2−1(у1, у2). Совместное распределение для у = (у1, y2) имеет плотность[7]
Вектор в скаляр
Позволять - дифференцируемая функция и быть случайным вектором, принимающим значения в , - функция плотности вероятности и быть Дельта Дирака функция. Можно использовать приведенные выше формулы для определения , функция плотности вероятности , который будет дан
Этот результат приводит к Закон бессознательного статистика:
Доказательство:
Позволять - сжатая случайная величина с функцией плотности вероятности (т.е. константа, равная нулю). Пусть случайный вектор и преобразование быть определенным как
- .
Ясно, что является биективным отображением, а якобиан дан кем-то:
- ,
которая является верхнетреугольной матрицей с единицами на главной диагонали, поэтому ее определитель равен 1. Применяя теорему о замене переменной из предыдущего раздела, получаем, что
- ,
которые в случае маргинализации приводит к желаемой функции плотности вероятности.
Суммы независимых случайных величин
Функция плотности вероятности суммы двух независимый случайные переменные U и V, каждая из которых имеет функцию плотности вероятности, является свертка их отдельных функций плотности:
Можно обобщить предыдущее соотношение на сумму N независимых случайных величин с плотностями U1, ..., UN:
Это может быть получено путем двусторонней замены переменных с участием Y = U + V и Z = V, аналогично приведенному ниже примеру для частного независимых случайных величин.
Произведения и отношения независимых случайных величин
Учитывая две независимые случайные величины U и V, каждая из которых имеет функцию плотности вероятности, плотность произведения Y = УФ и частное Y=U/V можно вычислить заменой переменных.
Пример: частное распределение
Чтобы вычислить частное Y = U/V двух независимых случайных величин U и V, определите следующее преобразование:
Тогда плотность стыков п(у,z) можно вычислить заменой переменных из U, V к Y, Z, и Y может быть получен маргинализация Z от плотности стыка.
Обратное преобразование:
В Матрица якобиана этого преобразования
Таким образом:
И распределение Y можно вычислить маргинализация Z:
Этот метод критически требует, чтобы преобразование из U,V к Y,Z быть биективный. Вышеупомянутое преобразование соответствует этому, потому что Z может быть напрямую отображен на V, и для данного V частное U/V является монотонный. То же самое и с суммой U + V, разница U − V и продукт УФ.
Точно такой же метод можно использовать для вычисления распределения других функций от нескольких независимых случайных величин.
Пример: частное двух стандартных нормалей
Учитывая два стандартный нормальный переменные U и V, частное можно вычислить следующим образом. Во-первых, переменные имеют следующие функции плотности:
Трансформируем как описано выше:
Это ведет к:
Это плотность эталона Распределение Коши.
Смотрите также
- Оценка плотности
- Оценка плотности ядра
- Функция правдоподобия
- Список вероятностных распределений
- Вероятностная функция масс
- Вторичная мера
- Используется как плотность вероятности положения:
использованная литература
- ^ «Обзор статистики AP - кривые плотности и нормальные распределения». Архивировано из оригинал 2 апреля 2015 г.. Получено 16 марта 2015.
- ^ Гринстед, Чарльз М .; Снелл, Дж. Лори (2009). «Условная вероятность - дискретная условная» (PDF). Введение Гринстеда и Снелла в вероятность. Тексты Orange Grove. ISBN 161610046X. Получено 2019-07-25.
- ^ Функция распределения вероятностей PlanetMath В архиве 2011-08-07 на Wayback Machine
- ^ Функция вероятности в MathWorld
- ^ Орд, Дж. (1972) Семейства частотных распределений, Гриффин. ISBN 0-85264-137-0 (например, Таблица 5.1 и Пример 5.4)
- ^ Девор, Джей Л .; Берк, Кеннет Н. (2007). Современная математическая статистика с приложениями. Cengage. п. 263. ISBN 0-534-40473-1.
- ^ Дэвид, Стирзакер (01.01.2007). Элементарная вероятность. Издательство Кембриджского университета. ISBN 0521534283. OCLC 851313783.
дальнейшее чтение
- Биллингсли, Патрик (1979). Вероятность и мера. Нью-Йорк, Торонто, Лондон: Джон Вили и сыновья. ISBN 0-471-00710-2.
- Казелла, Джордж; Бергер, Роджер Л. (2002). Статистические выводы (Второе изд.). Томсон обучения. С. 34–37. ISBN 0-534-24312-6.
- Стирзакер, Дэвид (2003). Элементарная вероятность. ISBN 0-521-42028-8. Главы с 7 по 9 посвящены непрерывным переменным.
внешние ссылки
- Ушаков, Н. (2001) [1994], «Плотность распределения вероятностей», Энциклопедия математики, EMS Press
- Вайсштейн, Эрик В. "Функция плотности вероятности". MathWorld.