Мультиномиальное распределение независимых случайных величин

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)
Перейти к: навигация, поиск
(Вектор средних и матрица ковариации)
(Определение)
Строка 14: Строка 14:
\right., \quad \mathbf{y} = (y_1,\ldots, y_k)^{\top} \in \mathbb{N}^k_0</tex>,
\right., \quad \mathbf{y} = (y_1,\ldots, y_k)^{\top} \in \mathbb{N}^k_0</tex>,
где
где
-
:<tex>{n \choose {y_1 \ldots y_k}} \equiv \frac{n!}{y_1! \ldots y_k!}</tex> — [[мультиномиальный коэффициент]].
+
:<tex>{n \choose {y_1 \ldots y_k}} \equiv \frac{n!}{y_1! \ldots y_k!}</tex> — [[мультиномиальный коэффициент]] (полиномиальный коэффициент).
 +
 
==Вектор средних и матрица ковариации==
==Вектор средних и матрица ковариации==

Версия 12:25, 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 (полиномиальный 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