確率 統計学 において、一般化整数ガンマ分布 (GIG)とは、形状パラメータがすべて整数で、レートパラメータが異なる、独立なガンマ分布に従う確率変数 の和の分布です 。これは一般化カイ二乗分布 の特殊なケースです。関連する概念として、一般化近整数ガンマ分布 (GNIG)があります。
意味 確率変数 X {\displaystyle X\!} 形状パラメータ を持つガンマ分布を 持つr {\displaystyle r} およびレートパラメータ λ {\displaystyle \lambda } 確率密度関数 が
f X ( x ) = λ r Γ ( r ) e − λ x x r − 1 ( x > 0 ; λ 、 r > 0 ) {\displaystyle f_{X}^{}(x)={\frac {\lambda ^{r}}{\Gamma (r)}}\,e^{-\lambda x}x^{r-1}~~~~~~(x>0;\,\lambda ,r>0)} そしてこの事実は次のように表されるX ~ Γ ( r 、 λ ) 。 {\displaystyle X\sim \Gamma (r,\lambda )\!.}
させてX j ~ Γ ( r j 、 λ j ) {\displaystyle X_{j}\sim \Gamma (r_{j},\lambda _{j})\!} 、 どこ( j = 1 、 … 、 p ) 、 {\displaystyle (j=1,\dots ,p),} なれp {\displaystyle p} 独立な 確率変数、すべてr j \displaystyle r_j}} 正の整数であり、λ j {\displaystyle \lambda _{j}\!} 異なる。言い換えれば、各変数は形状パラメータが異なるアーラン分布 に従う。各形状パラメータの一意性は一般性を失うことなく得られる。なぜなら、λ j \displaystyle \lambda _{j}} 等しい場合は、まず対応する変数を加算することで処理されます。この合計は、同じレートパラメータと、元の分布の形状パラメータの合計に等しい形状パラメータを持つガンマ分布になります。
すると、次のように定義される確率変数Y は
Y = ∑ j = 1 p X j {\displaystyle Y=\sum _{j=1}^{p}X_{j}} 深さのGIG(一般化整数ガンマ)分布を持つp {\displaystyle p} 形状パラメータ 付きr j {\displaystyle r_{j}\!} およびレートパラメータ λ j {\displaystyle \lambda _{j}\!} ( j = 1 、 … 、 p ) {\displaystyle (j=1,\dots ,p)} この事実は次のように表される。
Y ~ G 私 G ( r j 、 λ j ; p ) 。 {\displaystyle Y\sim GIG(r_{j},\lambda _{j};p)\!.} これは一般化カイ二乗分布 の特殊なケースでもある。
不動産 Y の確率密度関数と累積分布関数 はそれぞれ[ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]で与えられます。
f Y ギグ ( y | r 1 、 … 、 r p ; λ 1 、 … 、 λ p ) = K ∑ j = 1 p P j ( y ) e − λ j y 、 ( y > 0 ) {\displaystyle f_{Y}^{\text{GIG}}(y|r_{1},\dots ,r_{p};\lambda _{1},\dots ,\lambda _{p})\,=\,K\sum _{j=1}^{p}P_{j}(y)\,e^{-\lambda _{j}\,y}\,,~~~~(y>0)} そして
F Y ギグ ( y | r 1 、 … 、 r p ; λ 1 、 … 、 λ p ) = 1 − K ∑ j = 1 p P j * ( y ) e − λ j y 、 ( y > 0 ) {\displaystyle F_{Y}^{\text{GIG}}(y|r_{1},\dots ,r_{p};\lambda _{1},\dots ,\lambda _{p})\,=\,1-K\sum _{j=1}^{p}P_{j}^{*}(y)\,e^{-\lambda _{j}\,y}\,,~~~~(y>0)} どこ
K = ∏ j = 1 p λ j r j 、 P j ( y ) = ∑ k = 1 r j c j 、 k y k − 1 {\displaystyle K=\prod _{j=1}^{p}\lambda _{j}^{r_{j}}~,~~~~~P_{j}(y)=\sum _{k=1}^{r_{j}}c_{j,k}\,y^{k-1}} そして
P j * ( y ) = ∑ k = 1 r j c j 、 k ( k − 1 ) ! ∑ 私 = 0 k − 1 y 私 私 ! λ j k − 私 {\displaystyle P_{j}^{*}(y)=\sum _{k=1}^{r_{j}}c_{j,k}\,(k-1)!\sum _{i=0}^{k-1}{\frac {y^{i}}{i!\,\lambda _{j}^{ki}}}} と
そして
どこ
一般化カイ二乗分布 に関する文献には、別の表現方法も記載されており、この分野では数年前からコンピュータアルゴリズムが利用可能となっている。
一般化 深さのGNIG(一般化近整数ガンマ)分布p + 1 {\displaystyle p+1} 確率変数の分布は[ 4 ]
Z = Y 1 + Y 2 、 {\displaystyle Z=Y_{1}+Y_{2}\!,} どこY 1 ~ G 私 G ( r j 、 λ j ; p ) {\displaystyle Y_{1}\sim GIG(r_{j},\lambda _{j};p)\!} そしてY 2 ~ Γ ( r 、 λ ) {\displaystyle Y_{2}\sim \Gamma (r,\lambda )\!} は2つの独立した確率変数であり、r {\displaystyle r} は正の非整数実数であり、λ ≠ λ j {\displaystyle \lambda \neq \lambda _{j}} ( j = 1 、 … 、 p ) {\displaystyle (j=1,\dots ,p)} 。
不動産 確率密度関数Z {\displaystyle Z\!} は
f Z GNIG ( z | r 1 、 … 、 r p 、 r ; λ 1 、 … 、 λ p 、 λ ) = K λ r ∑ j = 1 p e − λ j z ∑ k = 1 r j { c j 、 k Γ ( k ) Γ ( k + r ) z k + r − 1 1 F 1 ( r 、 k + r 、 − ( λ − λ j ) z ) } 、 ( z > 0 ) {\displaystyle {\begin{array}{l}\displaystyle f_{Z}^{\text{GNIG}}(z|r_{1},\dots ,r_{p},r;\,\lambda _{1},\dots ,\lambda _{p},\lambda )=\\[5pt]\displaystyle \quad \quad \quad K\lambda ^{r}\sum \limits _{j=1}^{p}{e^{-\lambda _{j}z}}\sum \limits _{k=1}^{r_{j}}{\left\{{c_{j,k}{\frac {\Gamma (k)}{\Gamma (k+r)}}z^{k+r-1}{}_{1}F_{1}(r,k+r,-(\lambda -\lambda _{j})z)}\right\}}{\rm {,}}~~~~(z>0)\end{array}}} 累積分布関数は次のように与えられる。
F Z GNIG ( z | r 1 、 … 、 r p 、 r ; λ 1 、 … 、 λ p 、 λ ) = λ r z r Γ ( r + 1 ) 1 F 1 ( r 、 r + 1 、 − λ z ) − K λ r ∑ j = 1 p e − λ j z ∑ k = 1 r j c j 、 k * ∑ 私 = 0 k − 1 z r + 私 λ j 私 Γ ( r + 1 + 私 ) 1 F 1 ( r 、 r + 1 + 私 、 − ( λ − λ j ) z ) ( z > 0 ) {\displaystyle {\begin{array}{l}\displaystyle F_{Z}^{\text{GNIG}}(z|r_{1},\ldots ,r_{p},r;\,\lambda _{1},\ldots ,\lambda _{p},\lambda )={\frac {\lambda ^{r}\,{z^{r}}}{\Gamma (r+1)}}{}_{1}F_{1}(r,r+1,-\lambda z)\\[12pt]\quad \quad \displaystyle -K\lambda ^{r}\sum \limits _{j=1}^{p}{e^{-\lambda _{j}z}}\sum \limits _{k=1}^{r_{j}}{c_{j,k}^{*}}\sum \limits _{i=0}^{k-1}{\frac {z^{r+i}\lambda _{j}^{i}}{\Gamma (r+1+i)}}{}_{1}F_{1}(r,r+1+i,-(\lambda -\lambda _{j})z)~~~~(z>0)\end{array}}} どこ
c j 、 k * = c j 、 k λ j k Γ ( k ) {\displaystyle c_{j,k}^{*}={\frac {c_{j,k}}{\lambda _{j}^{k}}}\Gamma (k)} とc j 、 k {\displaystyle c_{j,k}} 上記の(1 )~(3 )で与えられる。上記の式において1 F 1 ( 1 、 b ; z ) {\displaystyle _{1}F_{1}(a,b;z)} これはクンマー合流型超幾何関数です。この関数は通常、非常に優れた収束特性を持ち、現在では多くのソフトウェアパッケージで容易に扱うことができます。
参考文献 1 2 Amari SV および Misra RB (1997).指数分布に従う確率変数の和の分布に関する閉形式表現. IEEE Transactions on Reliability 、vol. 46、no. 4、519-522。 ↑ Coelho, CA (1998). "一般化整数ガンマ分布 – 多変量統計における分布の基礎" . Journal of Multivariate Analysis . 64 : 86– 102. ↑ Coelho, CA (1999). 「論文『一般化整数ガンマ分布 - 多変量解析における分布の基礎』への補遺」 「 . Journal of Multivariate Analysis . 69 : 281– 285. doi : 10.1006/jmva.1998.1805 .1 2 Coelho, CA (2004). "一般化近整数ガンマ分布 ― 奇数個の特定の独立ベータ確率変数の積である統計量の分布に対する「ほぼ正確な」近似の基礎" . Journal of Multivariate Analysis , 89 (2), 191-218. MR 2063631 Zbl 1047.62014 [WOS: 000221483200001] ↑ Bilodeau, M., Brenner, D. (1999) "多変量統計理論" . Springer, New York [第11章、第11.4節] ↑ Das, S.; Dey, DK (2010). "On Bayesian inference for generalized multivariate gamma distribution" . Statistics and Probability Letters . 80 : 1492–1499 . doi : 10.1016/j.spl.2010.05.018 . ↑ Karagiannidis, K.; Sagias, NC; Tsiftsis, TA (2006). "Nakagami-m 変量の二乗和の閉形式統計量とその応用" . Transactions on Communications . 54 : 1353–1359 . ↑ Paolella, MS (2007) "Intermediate Probability - A Computational Approach" . J. Wiley & Sons、ニューヨーク [第2章、第2.2節] ↑ Timm, NH (2002) "応用多変量解析" Springer、ニューヨーク [第3章、第3.5節] ↑ Coelho, CA (2006) 「第2パラメータが有理数である独立ベータ確率変数の積の正確な分布とほぼ正確な分布」組み合わせ論、情報、システム科学ジャーナル 、 31 (1-4)、21-44。MR 2351709 ↑ Coelho, CA、Alberto, RP、Grilo, LM (2006)「奇数個の独立ベータ確率変数の積の正確な分布としての一般化整数ガンマ分布の混合。応用」. Journalof Interdisciplinary Mathematics 、 9、2、229-248。MR 2245158 Zbl 1117.62017 ↑ Coelho, CA (2007). "ラップドガンマ分布と独立ガンマ分布およびラプラス分布のラップド和と線形結合" .Journal of Statistical Theory and Practice . 1 (1): 1– 29. doi : 10.1080/15598608.2007.10411821 . ↑ Björnson, E.; Hammarwall, D.; Ottersten, B. (2009). "任意に相関した MIMO システムにおける条件付き統計による量子化チャネルノルムフィードバックの活用" (PDF) . IEEE Transactions on Signal Processing . 57 : 4027– 4041. ↑ Kaiser, T., Zheng, F. (2010) "Ultra Wideband Systems with MIMO" . J. Wiley & Sons、チチェスター、英国 [第6章、第6.6節] ↑ Suraweera, HA、Smith, PJ、Surobhi, NA (2008)「機会的スペクトルアクセスを伴う協調ダイバーシティの正確な停止確率」 . IEEE International Conference on Communications, 2008, ICC Workshops '08 、79-86 ISBN 978-1-4244-2052-0 doi : 10.1109/ICCW.2008.20 . ↑ Surobhi, NA (2010)「協調型認知リレーネットワークの停止性能」 .修士論文、ビクトリア大学工学部 、メルボルン、オーストラリア [第3章、第3.4節]。