Мультиномиальное распределение независимых случайных величин

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)
Перейти к: навигация, поиск
(Новая: '''Мультиномиа́льное (полиномиа́льное) распределе́ние''' в теории вероятностей ...)
(→Вектор средних и матрица ковариации)
Строка 24: Строка 24:
:<tex>\sigma_{ij} = \mathrm{cov}(Y_i,Y_j) = -np_ip_j,\; i \not= j</tex>.
:<tex>\sigma_{ij} = \mathrm{cov}(Y_i,Y_j) = -np_ip_j,\; i \not= j</tex>.
[[Ранг матрицы]] ковариации мультиномиального распределения равен <tex>k-1</tex>.
[[Ранг матрицы]] ковариации мультиномиального распределения равен <tex>k-1</tex>.
 +
 +
===См. также===
 +
*[[Мультиномиальное распределение зависимых случайных величин]]
 +
*[[Мультиномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
 +
*[[Парадоксы мультиномиального распределения]]
 +
*[[Биномиальное распределение ]] одной случайной величины
 +
*[[Биномиальное распределение двух случайных величин]]
 +
*[[Биномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
 +
*[[Парадоксы биномиального распределения]]
 +
 +
 +
 +
[[Категория:Вероятностные распределения]]

Версия 12:23, 29 октября 2013

Мультиномиа́льное (полиномиа́льное) распределе́ние в теории вероятностей — это обобщение биномиального распределения на случай независимых испытаний случайного эксперимента с несколькими возможными исходами.

Определение

Пусть X_1,\ldots, X_n - независимые одинаково распределённые случайные величины, такие, что их распределение задаётся функцией вероятности:

\mathbb{P}(X_i = j) = p_j,\; j=1,\ldots, k.

Интуитивно событие \{X_i = j\} означает, что испытание с номером i привело к исходу j. Пусть случайная величина Y_j равна количеству испытаний, приведших к исходу j:

Y_j = \sum_{i=1}^n \mathbf{1}_{\{X_i = j\}},\; j = 1,\ldots, k.

Тогда распределение вектора \mathbf{Y} = (Y_1,\ldots,Y_k)^{\top} имеет функцию вероятности p_{\mathbf{Y}}(\mathbf{y}) = \left\{\begin{matrix} {n \choose {y_1 \ldots y_k}} p_1^{y_1}\ldots p_k^{y_k}, & \sum\limits_{j=1}^k y_i = n \\ 0, & \sum\limits_{j=1}^k y_i \not= n \end{matrix} \right., \quad \mathbf{y} = (y_1,\ldots, y_k)^{\top} \in \mathbb{N}^k_0, где

{n \choose {y_1 \ldots y_k}} \equiv \frac{n!}{y_1! \ldots y_k!} — мультиномиальный коэффициент.

Вектор средних и матрица ковариации

Математическое ожидание случайной величины Y_jимеет вид: \mathbb{E}[Y_j] = np_j. Диагональные элементы матрицы ковариации \Sigma = (\sigma_{ij}) являются дисперсиями биномиальных случайных величин, а следовательно

\sigma_{jj}=\mathrm{D}[Y_j] = np_j(1-p_j),\; j =1,\ldots, k.

Для остальных элементов имеем

\sigma_{ij} = \mathrm{cov}(Y_i,Y_j) = -np_ip_j,\; i \not= j.

Ранг матрицы ковариации мультиномиального распределения равен k-1.

См. также

Источник — «http://machinelearning.ru/wiki/index.php?title=%D0%9C%D1%83%D0%BB%D1%8C%D1%82%D0%B8%D0%BD%D0%BE%D0%BC%D0%B8%D0%B0%D0%BB%D1%8C%D0%BD%D0%BE%D0%B5_%D1%80%D0%B0%D1%81%D0%BF%D1%80%D0%B5%D0%B4%D0%B5%D0%BB%D0%B5%D0%BD%D0%B8%D0%B5_%D0%BD%D0%B5%D0%B7%D0%B0%D0%B2%D0%B8%D1%81%D0%B8%D0%BC%D1%8B%D1%85_%D1%81%D0%BB%D1%83%D1%87%D0%B0%D0%B9%D0%BD%D1%8B%D1%85_%D0%B2%D0%B5%D0%BB%D0%B8%D1%87%D0%B8%D0%BD»
Личные инструменты