連続確率分布の族
確率論 と 統計学 において 、 一般化逆ガウス分布 ( GIG )は、 確率密度関数 を持つ 3パラメータの連続 確率分布族である。
ふ
(
x
)
=
(
1つの
/
b
)
p
/
2
2
け
p
(
1つの
b
)
x
(
p
−
1
)
e
−
(
1つの
x
+
b
/
x
)
/
2
、
x
>
0
、
{\displaystyle f(x)={\frac {(a/b)^{p/2}}{2K_{p}({\sqrt {ab}})}}x^{(p-1)}e^{-(ax+b/x)/2},\qquad x>0,}
ここで、 K p は 第二種の 修正ベッセル関数、 a > 0、 b > 0、 p は実パラメータです。これは 地統計学 、統計言語学、金融などで広く使用されています。この分布は、 エティエンヌ・ハルフェン によって最初に提案されました。 [1] [2] [3]これは、 オーレ・バーンドルフ・ニールセン
によって再発見され 、一般化逆ガウス分布と名付けられて普及しました。その統計的特性については、ベント・ヨルゲンセンの講義ノートで説明されています。 [4]
プロパティ
代替パラメータ化
と と 設定することで 、GIG分布を次のように表現することもできる。
θ
=
1つの
b
{\displaystyle \theta ={\sqrt {ab}}}
η
=
b
/
1つの
{\displaystyle \eta ={\sqrt {b/a}}}
ふ
(
x
)
=
1
2
η
け
p
(
θ
)
(
x
η
)
p
−
1
e
−
θ
(
x
/
η
+
η
/
x
)
/
2
、
{\displaystyle f(x)={\frac {1}{2\eta K_{p}(\theta )}}\left({\frac {x}{\eta }}\right)^{p-1}e^{-\theta (x/\eta +\eta /x)/2},}
ここで、 は濃度パラメータであり、 はスケーリングパラメータです。
θ
{\displaystyle \theta}
η
{\displaystyle \eta}
要約
バーンドルフ・ニールセンとハルグリーンはGIG分布が 無限に割り切れる ことを証明した。 [5]
エントロピ
一般化逆ガウス分布のエントロピーは次のように与えられる [ 要出典 ]
H
=
1
2
ログ
(
b
1つの
)
+
ログ
(
2
け
p
(
1つの
b
)
)
−
(
p
−
1
)
[
d
d
ν
け
ν
(
1つの
b
)
]
ν
=
p
け
p
(
1つの
b
)
+
1つの
b
2
け
p
(
1つの
b
)
(
け
p
+
1
(
1つの
b
)
+
け
p
−
1
(
1つの
b
)
)
{\displaystyle {\begin{aligned}H={\frac {1}{2}}\log \left({\frac {b}{a}}\right)&{}+\log \left(2K_{p}\left({\sqrt {ab}}\right)\right)-(p-1){\frac {\left[{\frac {d}{d\nu }}K_{\nu }\left({\sqrt {ab}}\right)\right]_{\nu =p}}{K_{p}\left({\sqrt {ab}}\right)}}\\&{}+{\frac {\sqrt {ab}}{2K_{p}\left({\sqrt {ab}}\right)}}\left(K_{p+1}\left({\sqrt {ab}}\right)+K_{p-1}\left({\sqrt {ab}}\right)\right)\end{aligned}}}
ここで、は 第二種修正ベッセル関数の次数に関する微分であり 、
[
d
d
ν
け
ν
(
1つの
b
)
]
ν
=
p
{\displaystyle \left[{\frac {d}{d\nu }}K_{\nu }\left({\sqrt {ab}}\right)\right]_{\nu =p}}
ν
{\displaystyle \nu}
ν
=
p
{\displaystyle \nu =p}
特性機能
確率変数の特性は 次のように与えられる(特性関数の導出については [6] の補足資料を参照)。
バツ
〜
グ
私
グ
(
p
、
1つの
、
b
)
{\displaystyle X\sim GIG(p,a,b)}
え
(
e
私
t
バツ
)
=
(
1つの
1つの
−
2
私
t
)
p
2
け
p
(
(
1つの
−
2
私
t
)
b
)
け
p
(
1つの
b
)
{\displaystyle E(e^{itX})=\left({\frac {a}{a-2it}}\right)^{\frac {p}{2}}{\frac {K_{p}\left({\sqrt {(a-2it)b}}\right)}{K_{p}\left({\sqrt {ab}}\right)}}}
ここで は 虚数 を表します 。
t
∈
R
{\displaystyle t\in \mathbb {R} }
私
{\displaystyle i}
特別なケース
逆 ガウス 分布と ガンマ分布は、それぞれ p = −1/2と b = 0の一般化逆ガウス分布の特殊なケースである 。 [7] 具体的には、
ふ
(
x
;
μ
、
λ
)
=
[
λ
2
π
x
3
]
1
/
2
経験
(
−
λ
(
x
−
μ
)
2
2
μ
2
x
)
{\displaystyle f(x;\mu ,\lambda )=\left[{\frac {\lambda }{2\pi x^{3}}}\right]^{1/2}\exp {\left({\frac {-\lambda (x-\mu )^{2}}{2\mu ^{2}x}}\right)}}
は、、、 および のGIGです 。次の形式のガンマ分布は、
1つの
=
λ
/
μ
2
{\displaystyle a=\lambda /\mu ^{2}}
b
=
λ
{\displaystyle b=\lambda }
p
=
−
1
/
2
{\displaystyle p=-1/2}
グ
(
x
;
α
、
β
)
=
β
α
1
Γ
(
α
)
x
α
−
1
e
−
β
x
{\displaystyle g(x;\alpha ,\beta )=\beta ^{\alpha }{\frac {1}{\Gamma (\alpha )}}x^{\alpha -1}e^{-\beta x}}
は、、、 および を含む GIG です 。
a
=
2
β
{\displaystyle a=2\beta }
b
=
0
{\displaystyle b=0}
p
=
α
{\displaystyle p=\alpha }
その他の特殊なケースとして は、 a = 0の 逆ガンマ分布がある。 [7]
ガウス分布の共役事前分布
GIG分布は、 正規分散平均混合 における混合分布として機能する場合、 正規分布 と 共役で ある。 [8] [9] ある隠れた変数の事前分布を GIGとすると、
z
{\displaystyle z}
P
(
z
∣
a
,
b
,
p
)
=
GIG
(
z
∣
a
,
b
,
p
)
{\displaystyle P(z\mid a,b,p)=\operatorname {GIG} (z\mid a,b,p)}
そして、正規尤度関数で 観測されるデータ点 が、
T
{\displaystyle T}
X
=
x
1
,
…
,
x
T
{\displaystyle X=x_{1},\ldots ,x_{T}}
z
:
{\displaystyle z:}
P
(
X
∣
z
,
α
,
β
)
=
∏
i
=
1
T
N
(
x
i
∣
α
+
β
z
,
z
)
{\displaystyle P(X\mid z,\alpha ,\beta )=\prod _{i=1}^{T}N(x_{i}\mid \alpha +\beta z,z)}
ここで は平均 、分散 の正規分布です 。 データが GIG である場合、 の事後分布も次のようになります。
N
(
x
∣
μ
,
v
)
{\displaystyle N(x\mid \mu ,v)}
μ
{\displaystyle \mu }
v
{\displaystyle v}
z
{\displaystyle z}
P
(
z
∣
X
,
a
,
b
,
p
,
α
,
β
)
=
GIG
(
z
∣
a
+
T
β
2
,
b
+
S
,
p
−
T
2
)
{\displaystyle P(z\mid X,a,b,p,\alpha ,\beta )={\text{GIG}}\left(z\mid a+T\beta ^{2},b+S,p-{\frac {T}{2}}\right)}
ここで 。 [注 1]
S
=
∑
i
=
1
T
(
x
i
−
α
)
2
{\displaystyle \textstyle S=\sum _{i=1}^{T}(x_{i}-\alpha )^{2}}
シシェル分布
GIGをポアソン パラメータ の混合分布として使用した場合、シシェル分布が得られます 。 [10] [11]
λ
{\displaystyle \lambda }
注記
^ 共役性により、これらの詳細は積分を解かずに導くことができる。
P
(
z
∣
X
,
a
,
b
,
p
,
α
,
β
)
∝
P
(
z
∣
a
,
b
,
p
)
P
(
X
∣
z
,
α
,
β
)
{\displaystyle P(z\mid X,a,b,p,\alpha ,\beta )\propto P(z\mid a,b,p)P(X\mid z,\alpha ,\beta )}
。
から独立したすべての要因を省略すると 、右側の項は、 正規化されていない GIG 分布を与えるように簡略化され、そこから事後パラメータを識別できます。
z
{\displaystyle z}
参考文献
^ Seshadri, V. (1997). 「ハルフェンの法則」 Kotz, S.、Read, CB、Banks, DL (編)。 統計科学百科事典、最新版第1巻 。ニューヨーク: Wiley。pp. 302–306。
^ Perreault, L.; Bobée, B.; Rasmussen, PF (1999). 「Halphen 配水システム I: 数学的および統計的特性」. Journal of Hydrologic Engineering . 4 (3): 189. doi :10.1061/(ASCE)1084-0699(1999)4:3(189).
^エティエンヌ・ハルフェンは数学者 ジョルジュ・アンリ・ハルフェン の孫であった 。
^ Jørgensen, Bent (1982). 一般化逆ガウス分布の統計的性質 . 統計学講義ノート. 第9巻. ニューヨーク–ベルリン: Springer-Verlag. ISBN
0-387-90665-7 . MR 0648107。
^ バーンドルフ・ニールセン、O.クリスチャン、ハルグリーン (1977)。 「双曲線分布と一般化逆ガウス分布の無限の可分性」。 Zeitschrift für Wahrscheinlichkeitstheorie und verwandte Gebiete 。 38 : 309–311。 土井 :10.1007/BF00533162。
^ Pal, Subhadip; Gaskins, Jeremy (2022年5月23日). 「方向性データのベイズ分析のための修正ポリアガンマデータ拡張」. Journal of Statistical Computation and Simulation . 92 (16): 3430–3451. doi :10.1080/00949655.2022.2067853. ISSN 0094-9655. S2CID 249022546.
^ ab ジョンソン、ノーマン L.; コッツ、サミュエル; バラクリシュナン、N. (1994)、 連続一変量分布。第 1 巻 、ワイリー確率・数理統計シリーズ: 応用確率・統計 (第 2 版)、ニューヨーク: ジョン ワイリー & サンズ 、pp. 284–285、 ISBN 978-0-471-58495-7 、 MR 1299979
^ Karlis, Dimitris (2002). 「正規逆ガウス分布の最大尤度推定のためのEM型アルゴリズム」. 統計と確率の手紙 . 57 (1): 43–52. doi :10.1016/S0167-7152(02)00040-8.
^ Barndorf-Nielsen, OE (1997). 「正規逆ガウス分布と確率的ボラティリティモデリング」. Scand. J. Statist . 24 (1): 1–13. doi :10.1111/1467-9469.00045.
^ Sichel, Herbert S. (1975). 「単語頻度の分布法則について」 アメリカ統計学会誌 . 70 (351a): 542–547. doi :10.1080/01621459.1975.10482469.
^ Stein, Gillian Z.; Zucchini, Walter; Juritz, June M. (1987). 「Sichel分布のパラメータ推定とその多変量拡張」 アメリカ統計学会誌 . 82 (399): 938–944. doi :10.1080/01621459.1987.10478520.
参照