WikiDer > Сумма нормально распределенных случайных величин

В теория вероятности, расчет сумма нормально распределенных случайных величин это пример арифметики случайные переменные, который может быть довольно сложным из-за распределения вероятностей вовлеченных случайных величин и их взаимосвязей.

Это не следует путать с сумма нормальных распределений который образует распределение смеси.

Независимые случайные величины

Позволять Икс и Y быть независимый случайные переменные которые нормально распределенный (а значит, и вместе), то их сумма также нормально распределяется. т.е. если

${ Displaystyle X sim N ( mu _ {X}, sigma _ {X} ^ {2})}$

${ Displaystyle Y sim N ( mu _ {Y}, sigma _ {Y} ^ {2})}$

${ Displaystyle Z = X + Y,}$

тогда

${ displaystyle Z sim N ( mu _ {X} + mu _ {Y}, sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}).}$

Это означает, что сумма двух независимых нормально распределенных случайных величин является нормальной, причем ее среднее значение является суммой двух средних, а ее дисперсия - суммой двух дисперсий (т. Е. Квадрат стандартного отклонения представляет собой сумму квадраты стандартных отклонений).^[1]

Для справедливости этого результата предположение, что Икс и Y независимы, не могут быть отброшены, хотя их можно ослабить до предположения, что Икс и Y находятся совместно, а не по отдельности, как обычно.^[2] (Видеть вот для примера.)

Результат о среднем сохраняется во всех случаях, в то время как результат для дисперсии требует некоррелированности, но не независимости.

Доказательства

Доказательство с использованием характеристических функций

В характеристическая функция

${ displaystyle varphi _ {X + Y} (t) = operatorname {E} left (e ^ {it (X + Y)} right)}$

суммы двух независимых случайных величин Икс и Y это просто продукт двух отдельных характеристических функций:

${ displaystyle varphi _ {X} (t) = operatorname {E} left (e ^ {itX} right), qquad varphi _ {Y} (t) = operatorname {E} left ( e ^ {itY} right)}$

из Икс и Y.

Характеристическая функция нормального распределения с математическим ожиданием μ и дисперсией σ² является

${ displaystyle varphi (t) = exp left (it mu - { sigma ^ {2} t ^ {2} over 2} right).}$

Так

${ displaystyle { begin {align} varphi _ {X + Y} (t) = varphi _ {X} (t) varphi _ {Y} (t) & = exp left (it mu _ {X} - { sigma _ {X} ^ {2} t ^ {2} over 2} right) exp left (it mu _ {Y} - { sigma _ {Y} ^ {2 } t ^ {2} over 2} right) [6pt] & = exp left (it ( mu _ {X} + mu _ {Y}) - {( sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}) t ^ {2} over 2} right). End {align}}}$

Это характеристическая функция нормального распределения с математическим ожиданием ${ displaystyle mu _ {X} + mu _ {Y}}$ и дисперсия ${ Displaystyle sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}}$

Наконец, напомним, что никакие два различных распределения не могут иметь одинаковую характеристическую функцию, поэтому распределение Икс + Y должно быть именно это нормальное распределение.

Доказательство с использованием сверток

Для независимых случайных величин Икс и Y, распространение ж_Z из Z = Икс + Y равняется свертке ж_Икс и ж_Y:

${ displaystyle f_ {Z} (z) = int _ {- infty} ^ { infty} f_ {Y} (z-x) f_ {X} (x) , dx}$

При условии ж_Икс и ж_Y нормальные плотности,

${ displaystyle { begin {align} f_ {X} (x) = { mathcal {N}} (x; mu _ {X}, sigma _ {X} ^ {2}) = { frac { 1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {X}}} e ^ {- (x- mu _ {X}) ^ {2} / (2 sigma _ {X} ^ {2 })} [5pt] f_ {Y} (y) = { mathcal {N}} (y; mu _ {Y}, sigma _ {Y} ^ {2}) = { frac {1 } {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Y}}} e ^ {- (y- mu _ {Y}) ^ {2} / (2 sigma _ {Y} ^ {2} )} конец {выровнено}}}$

Подставляем в свертку:

${ displaystyle { begin {align} f_ {Z} (z) & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Y}}} exp left [- {(zx- mu _ {Y}) ^ {2} over 2 sigma _ {Y} ^ {2}} right] { frac {1} { { sqrt {2 pi}} sigma _ {X}}} exp left [- {(x- mu _ {X}) ^ {2} over 2 sigma _ {X} ^ {2 }} right] , dx [6pt] & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { sqrt {2 pi}} sigma _ {X} sigma _ {Y}}} exp left [- { frac { sigma _ {X} ^ {2} (zx- mu _ {Y}) ^ {2 } + sigma _ {Y} ^ {2} (x- mu _ {X}) ^ {2}} {2 sigma _ {X} ^ {2} sigma _ {Y} ^ {2}} } right] , dx [6pt] & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { sqrt {2 pi }} sigma _ {X} sigma _ {Y}}} exp left [- { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z ^ {2} + x ^ {2} + mu _ {Y} ^ {2} -2xz-2z mu _ {Y} + 2x mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} (x ^ {2} + mu _ { X} ^ {2} -2x mu _ {X})} {2 sigma _ {Y} ^ {2} sigma _ {X} ^ {2}}} right] , dx [6pt ] & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { sqrt {2 pi}} sigma _ {X} sigma _ {Y}}} exp left [- { frac {x ^ {2} ( sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}) - 2x ( sigma _ { X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X}) + si gma _ {X} ^ {2} (z ^ {2} + mu _ {Y} ^ {2} -2z mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ { X} ^ {2}} {2 sigma _ {Y} ^ {2} sigma _ {X} ^ {2}}} right] , dx [6pt] end {align}}}$

Определение ${ displaystyle sigma _ {Z} = { sqrt { sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}}}}$, и завершение квадрата:

${ displaystyle { begin {align} f_ {Z} (z) & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Z}}} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}}}} exp left [- { frac {x ^ {2} -2x { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2 } mu _ {X}} { sigma _ {Z} ^ {2}}} + { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z ^ {2} + mu _ {Y} ^ {2} -2z mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X} ^ {2}} { sigma _ {Z} ^ {2}}}} {2 left ({ frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}} right) ^ {2}}} right] , dx [6pt] & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Z}}} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}}}} exp left [- { frac { left (x - { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X}} { sigma _ {Z} ^ {2} }} right) ^ {2} - left ({ frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X}} { sigma _ {Z} ^ {2}}} right) ^ {2} + { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X} ^ {2}} { sigma _ {Z} ^ {2}}}} {2 left ({ frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}} right) ^ {2}}} right] , dx [6pt] & = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Z}}} exp left [- { frac { sigma _ { Z} ^ {2} left ( sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X} ^ {2} right) - left ( sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X} right ) ^ {2}} {2 sigma _ {Z} ^ {2} left ( sigma _ {X} sigma _ {Y} right) ^ {2}}} right] { frac {1 } {{ sqrt {2 pi}} { frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}}}} exp left [- { frac { слева (x - { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu _ {X}} { sigma _ {Z} ^ {2}}} right) ^ {2}} {2 left ({ frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}} right ) ^ {2}}} right] , dx [6pt] & = { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Z}}} exp left [- {(z - ( mu _ {X} + mu _ {Y})) ^ {2} over 2 sigma _ {Z} ^ {2}} right] int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} { frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}}}} exp left [- { frac { left (x - { frac { sigma _ {X} ^ {2} (z- mu _ {Y}) + sigma _ {Y} ^ {2} mu) _ {X}} { sigma _ {Z} ^ {2}}} right) ^ {2}} {2 left ({ frac { sigma _ {X} sigma _ {Y}} { sigma _ {Z}}} right) ^ {2}}} right] , dx end {align} }}$

Выражение в интеграле представляет собой нормальное распределение плотности на Икс, поэтому интеграл равен 1. Требуемый результат следующий:

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {Z}}} exp left [- {(z - ( mu _ { X} + mu _ {Y})) ^ {2} over 2 sigma _ {Z} ^ {2}} right]}$

С использованием теорема свертки

Можно показать, что преобразование Фурье гауссиана, ${ displaystyle f_ {X} (x) = { mathcal {N}} (x; mu _ {X}, sigma _ {X} ^ {2})}$, является^[3]

${ Displaystyle { mathcal {F}} {f_ {X} } = F_ {X} ( omega) = exp left [-j omega mu _ {X} right] exp left [- { tfrac { sigma _ {X} ^ {2} omega ^ {2}} {2}} right]}$

Посредством теорема свертки:

${ displaystyle { begin {align} f_ {Z} (z) & = (f_ {X} * f_ {Y}) (z) [5pt] & = { mathcal {F}} ^ {- 1 } { big {} { mathcal {F}} {f_ {X} } cdot { mathcal {F}} {f_ {Y} } { big }} [5pt] & = { mathcal {F}} ^ {- 1} { big {} exp left [-j omega mu _ {X} right] exp left [- { tfrac { sigma _ {X} ^ {2} omega ^ {2}} {2}} right] exp left [-j omega mu _ {Y} right] exp left [- { tfrac { sigma _ {Y} ^ {2} omega ^ {2}} {2}} right] { big }} [5pt] & = { mathcal {F}} ^ {- 1} { big {} exp left [-j omega ( mu _ {X} + mu _ {Y}) right] exp left [- { tfrac {( sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}) omega ^ {2}} {2}} right] { big }} [5pt] & = { mathcal {N}} (z; mu _ {X} + mu _ {Y}, sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2}) end {выравнивается}}}$

Геометрическое доказательство

Сначала рассмотрим нормализованный случай, когда Икс, Y ~ N(0, 1), так что их PDF-файлы находятся

${ displaystyle f (x) = { frac {1} { sqrt {2 pi ,}}} e ^ {- x ^ {2} / 2}}$

и

${ displaystyle g (y) = { frac {1} { sqrt {2 pi ,}}} e ^ {- y ^ {2} / 2}.}$

Позволять Z = Икс + Y. Тогда CDF за Z будет

${ displaystyle z mapsto int _ {x + y leq z} f (x) g (y) , dx , dy.}$

Этот интеграл берется по полуплоскости, лежащей под прямой Икс+y = z.

Ключевое наблюдение заключается в том, что функция

${ Displaystyle е (х) г (у) = { гидроразрыва {1} {2 pi}} е ^ {- (х ^ {2} + y ^ {2}) / 2} ,}$

радиально симметричен. Итак, мы вращаем координатную плоскость вокруг начала координат, выбирая новые координаты ${ displaystyle x ', y'}$ так что линия Икс+y = z описывается уравнением ${ displaystyle x '= c}$ куда ${ Displaystyle с = с (г)}$ определяется геометрически. Из-за радиальной симметрии имеем ${ Displaystyle е (х) г (у) = е (х ') г (у')}$, и CDF для Z является

${ displaystyle int _ {x ' leq c, y' in mathbb {R}} f (x ') g (y') , dx ', dy'.}$

Это легко интегрировать; мы находим, что CDF для Z является

${ Displaystyle int _ {- infty} ^ {c (z)} f ​​(x ') , dx' = Phi (c (z)).}$

Для определения стоимости ${ displaystyle c (z)}$Обратите внимание, что мы повернули плоскость так, чтобы линия Икс+y = z теперь работает вертикально с Икс-перехват равно c. Так c это просто расстояние от начала координат до линии Икс+y = z вдоль серединного перпендикуляра, который пересекает линию в ее ближайшей точке к началу координат, в данном случае ${ Displaystyle (г / 2, г / 2) ,}$. Итак, расстояние ${ Displaystyle с = { sqrt {(z / 2) ^ {2} + (z / 2) ^ {2}}} = z / { sqrt {2}} ,}$, и CDF для Z является ${ displaystyle Phi (z / { sqrt {2}})}$, т.е. ${ Displaystyle Z = X + Y sim N (0,2).}$

Сейчас если а, б являются любыми действительными константами (не равными нулю!), то вероятность того, что ${ displaystyle aX + bY leq z}$ находится с помощью того же интеграла, что и выше, но с ограничивающей линией ${ displaystyle ax + by = z}$. Работает тот же метод вращения, и в этом более общем случае мы обнаруживаем, что ближайшая точка на линии к началу координат находится на (подписанном) расстоянии

${ displaystyle { frac {z} { sqrt {a ^ {2} + b ^ {2}}}}}$

прочь, так что

${ displaystyle aX + bY sim N (0, a ^ {2} + b ^ {2}).}$

Тот же аргумент в более высоких измерениях показывает, что если

${ displaystyle X_ {i} sim N (0, sigma _ {i} ^ {2}), qquad i = 1, dots, n,}$

тогда

${ displaystyle X_ {1} + cdots + X_ {n} sim N (0, sigma _ {1} ^ {2} + cdots + sigma _ {n} ^ {2}).}$

По сути, мы закончили, потому что

${ Displaystyle X sim N ( mu, sigma ^ {2}) Leftrightarrow { frac {1} { sigma}} (X- mu) sim N (0,1).}$

В общем, если

${ displaystyle X_ {i} sim N ( mu _ {i}, sigma _ {i} ^ {2}), qquad i = 1, dots, n,}$

тогда

${ displaystyle sum _ {i = 1} ^ {n} a_ {i} X_ {i} sim N left ( sum _ {i = 1} ^ {n} a_ {i} mu _ {i }, sum _ {i = 1} ^ {n} (a_ {i} sigma _ {i}) ^ {2} right).}$

Коррелированные случайные величины

В случае, если переменные Икс и Y являются совместно нормально распределенными случайными величинами, то Икс + Y по-прежнему нормально распространяется (см. Многомерное нормальное распределение), а среднее - это сумма средних. Однако дисперсия не складывается из-за корреляции. В самом деле,

${ displaystyle sigma _ {X + Y} = { sqrt { sigma _ {X} ^ {2} + sigma _ {Y} ^ {2} +2 rho sigma _ {X} sigma _ {Y}}},}$

где ρ - корреляция. В частности, всякий раз, когда ρ <0, дисперсия меньше суммы дисперсий Икс и Y.

Расширения этого результата можно сделать для более чем двух случайных величин, используя ковариационная матрица.

Доказательство

В этом случае (с Икс и Y с нулевым средним), необходимо учитывать

${ displaystyle { frac {1} {2 pi sigma _ {x} sigma _ {y} { sqrt {1- rho ^ {2}}}}} iint _ {x , y} exp left [- { frac {1} {2 (1- rho ^ {2})}} left ({ frac {x ^ {2}} { sigma _ {x} ^ {2} }} + { frac {y ^ {2}} { sigma _ {y} ^ {2}}} - { frac {2 rho xy} { sigma _ {x} sigma _ {y}} } right) right] delta (z- (x + y)) , mathrm {d} x , mathrm {d} y.}$

Как и выше, делается замена ${ displaystyle y rightarrow z-x}$

Этот интеграл сложнее упростить аналитически, но его легко вычислить с помощью программы символьной математики. Распределение вероятностей ж_Z(z) задается в этом случае выражением

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { frac {1} {{ sqrt {2 pi}} sigma _ {+}}} exp left (- { frac {z ^ {2}) } {2 sigma _ {+} ^ {2}}} right)}$

куда

${ displaystyle sigma _ {+} = { sqrt { sigma _ {x} ^ {2} + sigma _ {y} ^ {2} +2 rho sigma _ {x} sigma _ {y }}}.}$

Если вместо этого Z = Икс − Y, то получаем

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { frac {1} { sqrt {2 pi ( sigma _ {x} ^ {2} + sigma _ {y} ^ {2} -2 rho sigma _ {x} sigma _ {y})}}} exp left (- { frac {z ^ {2}} {2 ( sigma _ {x} ^ {2} + sigma _ { y} ^ {2} -2 rho sigma _ {x} sigma _ {y})}} right)}$

который также можно переписать с помощью

${ displaystyle sigma _ {-} = { sqrt { sigma _ {x} ^ {2} + sigma _ {y} ^ {2} -2 rho sigma _ {x} sigma _ {y }}}.}$

Стандартные отклонения каждого распределения очевидны при сравнении со стандартным нормальным распределением.

Рекомендации

Смотрите также

• Распространение неопределенности
• Алгебра случайных величин
• Стабильное распространение
• Стандартная ошибка (статистика)
• Распределение соотношения
• Распространение продукции
• Распределение слэша
• Список сверток вероятностных распределений