物件
瞬間 のk {\displaystyle k} 投げる瞬間 は、k < β 、 {\displaystyle k<\beta ,} [3][4]で与えられる場合。[ 5 ]
E ( X k ) = α k B ( 1 − k / β 、 1 + k / β ) = α k k π / β 罪 ( k π / β ) {\displaystyle {\begin{aligned}\operatorname {E} (X^{k})&=\alpha ^{k}\operatorname {B} (1-k/\beta ,1+k/\beta )\\[5pt]&=\alpha ^{k}\,{k\pi /\beta \over \sin(k\pi /\beta )}\end{aligned}}} ここで、Bはベータ関数です。 平均 、分散 、歪度 、尖度の 式はこれから導出できます。b = π / β {\displaystyle b=\pi /\beta } 便宜上、平均値は
E ( X ) = α b / 罪 b 、 β > 1 、 {\displaystyle \operatorname {E} (X)=\alpha b/\sin b,\quad \beta >1,} そして分散は
バラ ( X ) = α 2 ( 2 b / 罪 2 b − b 2 / 罪 2 b ) 、 β > 2. {\displaystyle \operatorname {Var} (X)=\alpha ^{2}\left(2b/\sin 2b-b^{2}/\sin ^{2}b\right),\quad \beta >2.} 歪度と尖度の明示的な式は長くなる 。[ 6 ] β {\displaystyle \beta } は無限大に近づき、平均は に近づき、分散と歪度はゼロに近づき、過剰尖度は 6/5 に近づきます (下記の関連分布 も参照)。
分位数 分位関数 (逆累積分布関数)は
F − 1 ( p ; α 、 β ) = α ( p 1 − p ) 1 / β 。 {\displaystyle F^{-1}(p;\alpha ,\beta )=\alpha \left({\frac {p}{1-p}}\right)^{1/\beta }.} したがって、中央値 は、下位四分位 数は、上位四分位数は3 1 / β α {\displaystyle 3^{1/\beta }\alpha } 。
アプリケーション ハザード関数 。α = 1 、 {\displaystyle \alpha =1,} 値β {\displaystyle \beta } 凡例に示されているように
水文学 10月の最大1日降雨量に対する累積対数ロジスティック分布の適合 対数ロジスティック分布は、水文学において河川流量や降水量のモデル化に用いられてきた。[ 3 ] [ 4 ]
1日の最大降雨量や月間または年間の河川流量などの極値は、多くの場合、対数正規 分布に従います[9]。ただし、対数正規分布は数値近似が必要です。解析的に解くことができる対数ロジスティック分布は対数正規分布に似ているため、代わりにこれを使用できます。
青色の図は、10月の1日の最大降雨量を順位付けしたデータに対数ロジスティック分布を当てはめた例を示しており、二項分布 に基づく90%信頼区間 も表示されています。降雨データは、累積頻度分析 の一部として、プロット位置 r /( n +1)で表されます。
ネットワーキング 対数ロジスティック分布は、コンピュータ内のソフトウェアユーザーアプリケーションからデータが送信されてから、他のコンピュータ、アプリケーション、ネットワークセグメントを経由して処理された後、同じアプリケーションに応答が受信されるまでの期間のモデルとして使用されてきました。これらのほとんどまたはすべては、厳密なリアルタイム 保証なしに処理されます(たとえば、アプリケーションがインターネットに接続されたリモートセンサー からのデータを表示する場合)。この分布は、これらの時間のシーケンスにおける急激な変化が適切に検出される限り、対数正規分布や他の分布よりも正確な確率モデルであることが示されています。 [ 12 ]
もしX ~ LL ( α 、 β ) {\displaystyle X\sim \operatorname {LL} (\alpha ,\beta )} それからk X ~ LL ( k α 、 β ) 。 {\displaystyle kX\sim \operatorname {LL} (k\alpha ,\beta ).} もしX ~ LL ( α 、 β ) {\displaystyle X\sim \operatorname {LL} (\alpha ,\beta )} それからX k ~ LL ( α k 、 β / | k | ) 。 {\displaystyle X^{k}\sim \operatorname {LL} (\alpha ^{k},\beta /|k|).} LL ( α 、 β ) ~ ダグム ( 1 、 α 、 β ) {\displaystyle \operatorname {LL} (\alpha ,\beta )\sim {\textrm {Dagum}}(1,\alpha ,\beta )} (ダグム分布 )LL ( α 、 β ) ~ シンマッダラ ( 1 、 α 、 β ) {\displaystyle \operatorname {LL} (\alpha ,\beta )\sim {\textrm {SinghMaddala}}(1,\alpha ,\beta )} (シン-マッダラ分布 )。LL ( γ 、 σ ) ~ β ′ ( 1 、 1 、 γ 、 σ ) {\displaystyle {\textrm {LL}}(\gamma ,\sigma )\sim \beta '(1,1,\gamma ,\sigma )} (ベータプライム分布 )X がスケールパラメータを持つ対数ロジスティック分布に従う場合α {\displaystyle \alpha } 形状パラメータ、β {\displaystyle \beta } すると、Y = log( X ) は位置パラメータを持つロジスティック分布に従う。 ログ ( α ) {\displaystyle \log(\alpha )} およびスケールパラメータ1 / β 。 {\displaystyle 1/\beta .} 形状パラメータとしてβ {\displaystyle \beta } 対数ロジスティック分布の が増加するにつれて、その形状は(非常に狭い)ロジスティック分布 の形状にますます似てくる。非公式には: LL ( α 、 β ) → L ( α 、 α / β ) として β → ∞ 。 {\displaystyle \operatorname {LL} (\alpha ,\beta )\to L(\alpha ,\alpha /\beta )\quad {\text{as}}\quad \beta \to \infty .} 形状パラメータを持つ対数ロジスティック分布β = 1 {\displaystyle \beta =1} およびスケールパラメータα {\displaystyle \alpha } 位置パラメータを持つ一般化パレート分布 と同じであるμ = 0 {\displaystyle \mu =0} 形状パラメータξ = 1 {\displaystyle \xi =1} およびスケールパラメータα : {\displaystyle \alpha :} LL ( α 、 1 ) = GPD ( 1 、 α 、 1 ) 。 {\displaystyle \operatorname {LL} (\alpha ,1)=\operatorname {GPD} (1,\alpha ,1).} 別のパラメータ(シフトパラメータ)を追加すると、形式的にはシフトされた対数ロジスティック分布 になりますが、これは通常、分布の上限または下限を制限できるように、別のパラメータ化で考慮されます。
一般化 対数ロジスティック分布 を特殊なケースとして含むいくつかの異なる分布が、一般化対数ロジスティック分布と呼ばれることがあります。 [ 11 ] これらには、Burr Type XII 分布( Singh–Maddala 分布 としても知られています) とDagum 分布が 含まれます。どちらも、2 番目の形状パラメータを含みます。どちらも、さらに一般的な第 2 種の一般化ベータ分布 の特殊なケースです。対数ロジスティック分布のもう 1 つのより単純な一般化は、シフト対数ロジスティック分布 です。
もう一つの一般化された対数ロジスティック分布は、 メタログ分布 の対数変換であり、そのべき級数展開は、p {\displaystyle p} ロジスティック分布 パラメータの代わりにμ {\displaystyle \mu } 結果として得られる対数メタログ分布は 、形状の柔軟性が高く、単純な閉形式の確率密度関数 と分位関数 を持ち、線形最小二乗法でデータに適合させることができ、対数ロジスティック分布を特殊なケースとして包含します。
参考文献 1 2 Leemis, Larry. 「Log-Logistic distribution」(PDF) 。ウィリアム・アンド・メアリー大学。 1 2 Ekawati, D.; Warsono; Kurniasari, D. (2014). "On the Moments, Cumulants, and Characteristic Function of the Log-Logistic Distribution". IPTEK, the Journal for Technology and Science . 25 (3): 78– 82. 1 2 Shoukri, MM; Mian, IUM; Tracy, DS (1988)、「カナダの降水量データへの応用を伴う対数ロジスティック分布の推定量の標本特性」、 The Canadian Journal of Statistics 、 16 (3): 223– 236、 doi : 10.2307/3314729 、 JSTOR 3314729 1 2 Ashkar, Fahim; Mahdi, Smail (2006)、「一般化モーメントによる対数ロジスティック分布の適合」、 Journal of Hydrology 、 328 ( 3–4 ): 694–703 、 Bibcode : 2006JHyd..328..694A 、 doi : 10.1016/j.jhydrol.2006.01.014 ↑ Tadikamalla, Pandu R. (1980), "A Look at the Burr and Related Distributions", International Statistical Review , 48 (3): 337–344 , doi : 10.2307/1402945 , JSTOR 1402945 ↑ McLaughlin, Michael P. (2001), A Compendium of Common Probability Distributions (PDF) , p. A–37 , 2008年2月 15日取得 ↑ Bennett, Steve (1983), "生存データのための対数ロジスティック回帰モデル", Journal of the Royal Statistical Society, Series C , 32 (2): 165– 171, doi : 10.2307/2347295 , JSTOR 2347295 ↑ コレット、デイブ(2003)、 『医学研究における生存データのモデリング (第2 版)』、CRCプレス、 ISBN 978-1-58488-325-8 ↑ Di Crescenzo, Antonio; Pellerey, Franco (2019), "幾何計数過程のいくつかの結果と応用", Methodology and Computing in Applied Probability , 21 (1): 203–233 , doi : 10.1007/s11009-018-9649-9 , S2CID 254793416 ↑ Fisk, PR (1961), "所得分布の段階的変化", Econometrica , 29 (2): 171– 185, doi : 10.2307/1909287 , JSTOR 1909287 1 2 Kleiber, C.; Kotz, S (2003), Statistical Size Distributions in Economics and Actuarial Sciences , Wiley, ISBN 978-0-471-15064-0 ↑ Gago-Benítez, A.; Fernández-Madrigal J.-A., Cruz-Martín, A. (2013), "ネットワーク接続されたテレロボットにおける感覚フロー遅延のログロジスティックモデリング", IEEE Sensors Journal , 13 (8), IEEE Sensors 13(8): 2944– 2953, Bibcode : 2013ISenJ..13.2944G , doi : 10.1109/JSEN.2013.2263381 , S2CID 47511693 {{citation}}: CS1 maint: 複数の名前: 著者リスト (リンク)