タグ付けされた質問 「distributions」

分布は、確率または頻度の数学的記述です。

1
0打ち切り多変量正規分布の平均と分散は何ですか?
してみましょうZ∼N(μ,Σ)Z∼N(μ,Σ)Z \sim \mathcal N(\mu, \Sigma)であることRdRd\mathbb R^d。の平均と共分散行列は何ですかZ+=max(0,Z)Z+=max(0,Z)Z_+ = \max(0, Z)(最大値は要素ごとに計算されます)? たとえば、ディープネットワーク内でReLUアクティベーション機能を使用し、CLTを介して、特定のレイヤーへの入力がほぼ正常であると想定すると、これが出力の分布になります。 (多くの人がこれを以前に計算したことがあると私は確信しているが、合理的に読みやすい方法でどこにもリストされている結果を見つけることができなかった。)

2
表示
もし、の分布見つけるY = 2 XをX∼C(0,1)X∼C(0,1)X\sim\mathcal C(0,1)。Y=2X1−X2Y=2X1−X2Y=\frac{2X}{1-X^2} 我々はFY(y)=Pr(Y≤y)FY(y)=Pr(Y≤y)F_Y(y)=\mathrm{Pr}(Y\le y) =Pr(2X1−X2≤y)=Pr(2X1−X2≤y)\qquad\qquad\qquad=\mathrm{Pr}\left(\frac{2X}{1-X^2}\le y\right) =⎧⎩⎨⎪⎪⎪⎪⎪⎪Pr(X∈(−∞,−1−1+y2√y])+Pr(X∈ ( − 1 、− 1 + 1 + y2√y])、もしy&gt; 0P r ( X∈ ( − 1 、− 1 + 1 + y2√y]) + P r ( X∈ ( 1 、− 1 − 1 + y2√y])、もしy&lt; 0={Pr(X∈(−∞,−1−1+y2y])+Pr(X∈(−1,−1+1+y2y]),ify&gt;0Pr(X∈(−1,−1+1+y2y])+Pr(X∈(1,−1−1+y2y]),ify&lt;0\qquad\qquad=\begin{cases} \mathrm{Pr}\left(X\in\left(-\infty,\frac{-1-\sqrt{1+y^2}}{y}\right]\right)+\mathrm{Pr}\left(X\in\left(-1,\frac{-1+\sqrt{1+y^2}}{y}\right]\right),\text{if}\quad y>0\\ \mathrm{Pr}\left(X\in\left(-1,\frac{-1+\sqrt{1+y^2}}{y}\right]\right)+\mathrm{Pr}\left(X\in\left(1,\frac{-1-\sqrt{1+y^2}}{y}\right]\right),\text{if}\quad y<0 …


2
非iidベルヌーイ変数のこのランダムな合計の確率分布は何ですか?
一様に分布していないランダムな数の変数の合計の確率分布を見つけようとしています。次に例を示します。 ジョンはカスタマーサービスのコールセンターで働いています。彼は問題のある電話を受け、それらを解決しようとします。彼が解決できないものは、彼を上司に転送します。彼が1日に受け取る通話の数が平均ポアソン分布に従うと仮定します。それぞれの問題の難易度は、かなり単純なもの(間違いなく対処できるもの)から、解決方法がわからない非常に専門的な質問までさまざまです。i番目の問題を解くことができる確率p iは、パラメーターαおよびβのベータ分布に従い、以前の問題とは無関係であると仮定します。彼が1日に解決する通話数の分布はどのようになっていますか?μμ\mupipip_iαα\alphaββ\beta より正式には、私は: のために、私は= 0 、1 、2 、。。。、NY=I(N&gt;0)∑Ni=0XiY=I(N&gt;0)∑i=0NXiY = I(N > 0)\sum_{i = 0}^{N} X_ii=0,1,2,...,Ni=0,1,2,...,Ni = 0, 1, 2, ..., N ここで、、(X I | P I)〜BのEのR 、N 、O 、U 、L 、L 、I(P I)及びP I〜BのE T(α 、β )N∼Poisson(μ)N∼Poisson(μ)N \sim \mathrm{Poisson}(\mu)(Xi|pi)∼Bernoulli(pi)(Xi|pi)∼Bernoulli(pi)(X_i | p_i) \sim \mathrm{Bernoulli}(p_i)pi∼Beta(α,β)pi∼Beta(α,β)p_i \sim \mathrm{Beta}(\alpha, \beta) 今のところ、は独立していると思います。μが大きい場合の実際の例では、パラメーターαおよびβは、ベータ分布の成功率が低いほど多くの質量を持つようになっていますが、パラメーターμ 、αおよびβは互いに影響しないことも受け入れます。レートp。しかし、今はそれを無視しましょう。XiXiX_iμ,αμ,α\mu, \alphaββ\betaμμ\muαα\alphaββ\betappp …

1
相互に排他的でないカテゴリを分類できる深層学習モデル
例:仕事の説明に「英国のJavaシニアエンジニア」という文があります。 私は2つのカテゴリとして、それを予測することは、深い学習モデルを使用したい:English とIT jobs。従来の分類モデルを使用する場合softmax、最後のレイヤーで機能を持つ1つのラベルのみを予測できます。したがって、2つのモデルのニューラルネットワークを使用して、両方のカテゴリで「はい」/「いいえ」を予測できますが、さらに多くのカテゴリがあると、コストがかかりすぎます。では、2つ以上のカテゴリを同時に予測するためのディープラーニングまたは機械学習モデルはありますか? 「編集」:従来のアプローチによる3つのラベルでは、[1,0,0]によってエンコードされますが、私の場合、[1,1,0]または[1,1,1]によってエンコードされます 例:3つのラベルがあり、文がこれらすべてのラベルに収まる場合。したがって、softmax関数からの出力が[0.45、0.35、0.2]である場合、3つのラベルまたは2つのラベルに分類する必要がありますか、それとも1つにすることができますか?それを行うときの主な問題は、1、2、または3つのラベルに分類するための適切なしきい値は何ですか?
9 machine-learning  deep-learning  natural-language  tensorflow  sampling  distance  non-independent  application  regression  machine-learning  logistic  mixed-model  control-group  crossover  r  multivariate-analysis  ecology  procrustes-analysis  vegan  regression  hypothesis-testing  interpretation  chi-squared  bootstrap  r  bioinformatics  bayesian  exponential  beta-distribution  bernoulli-distribution  conjugate-prior  distributions  bayesian  prior  beta-distribution  covariance  naive-bayes  smoothing  laplace-smoothing  distributions  data-visualization  regression  probit  penalized  estimation  unbiased-estimator  fisher-information  unbalanced-classes  bayesian  model-selection  aic  multiple-regression  cross-validation  regression-coefficients  nonlinear-regression  standardization  naive-bayes  trend  machine-learning  clustering  unsupervised-learning  wilcoxon-mann-whitney  z-score  econometrics  generalized-moments  method-of-moments  machine-learning  conv-neural-network  image-processing  ocr  machine-learning  neural-networks  conv-neural-network  tensorflow  r  logistic  scoring-rules  probability  self-study  pdf  cdf  classification  svm  resampling  forecasting  rms  volatility-forecasting  diebold-mariano  neural-networks  prediction-interval  uncertainty 

1
数学理論の「傾斜均一分布」から乱数を生成する
ある目的のために、「傾斜均一」分布から乱数(データ)を生成する必要があります。この分布の「勾配」は、ある程度の間隔で変化する可能性があり、その場合、私の分布は勾配に基づいて均一から三角形に変化するはずです。これが私の派生です: それを簡単にして、からまでのデータを生成しましょう(青、赤は均一な分布です)。青い線の確率密度関数を取得するには、その線の方程式が必要です。したがって:000BBB f(x)=tg(φ)x+Y(0)f(x)=tg(φ)x+Y(0)f(x) = tg(\varphi)x + Y(0) 以降(写真): tg(φ)Y(0)=1/B−Y(0)B/2=1B−tg(φ)B2tg(φ)=1/B−Y(0)B/2Y(0)=1B−tg(φ)B2\begin{align} tg(\varphi) &= \frac{1/B - Y(0)}{B/2} \\[5pt] Y(0) &= \frac{1}{B} - tg(\varphi)\frac{B}{2} \end{align} 私たちはそれを持っています: f(x)=tg(φ)x+(1B−tg(φ)B2)f(x)=tg(φ)x+(1B−tg(φ)B2)f(x) = tg(\varphi)x + \left(\frac{1}{B} - tg(\varphi)\frac{B}{2} \right) 以来、 PDFであり、CDFに等しいです。f(x)f(x)f(x) F(x)=tg(φ)x22+x(1B−tg(φ)B2)F(x)=tg(φ)x22+x(1B−tg(φ)B2)F(x) = \frac{tg(\varphi)x^2}{2} + x\left(\frac{1}{B} - tg(\varphi)\frac{B}{2} \right) 次に、データジェネレータを作成します。アイデアは私が修正しますならばということ、である、乱数 Iから番号を取得します場合に計算することができます説明するように一様分布からここに。私は固定と私の分布から100個の乱数が必要な場合はこのように、、その後、いずれかの一様分布からがあり「傾斜配分」からは、およびのように計算することができます。φ,Bφ,B\varphi, Bxxx(0,1)(0,1)(0,1)φ,Bφ,B\varphi, Btitit_i(0,1)(0,1)(0,1)xixix_ixxx tg(φ)x2i2+xi(1B−tg(φ)B2)−ti=0tg(φ)xi22+xi(1B−tg(φ)B2)−ti=0\frac{tg(\varphi)x_i^2}{2} + x_i\left(\frac{1}{B} - tg(\varphi)\frac{B}{2} \right) …

2
マルコフ、チェビシェフの不等式が厳しいランダム変数
マルコフまたはチェビシェフの不等式が厳しい確率変数の作成に興味があります。 簡単な例は、次の確率変数です。 P (| X | ≥ 1 )= 1P(X=1)=P(X=−1)=0.5P(X=1)=P(X=−1)=0.5P(X=1)=P(X=-1) = 0.5。その平均はゼロであり、分散は1であり、です。このランダム変数の場合、チェビシェフはタイトです(等しい値で保持されます)。P(|X|≥1)=1P(|X|≥1)=1P(|X| \ge 1) = 1 P(|X|≥1)≤Var(X)12=1P(|X|≥1)≤Var(X)12=1P(|X|\ge 1) \le \frac{\text{Var}(X)}{1^2} = 1 マルコフとチェビシェフがタイトである、より興味深い(非一様)確率変数はありますか?いくつかの例は素晴らしいでしょう。

1
二次形式の法線の分布
の分布を把握しようとしています ここで、、にとると、 および (*)の分布については不明です(n−1)∑i=1nZ2i−(∑i=1nZi)2(∗)(n−1)∑i=1nZi2−(∑i=1nZi)2(∗) (n-1) \sum_{i=1}^n Z_i^2 - \left( \sum_{i=1}^n Z_i \right)^2 \qquad (*) Zi∼N(0,1)Zi∼N(0,1)Z_i \sim \mathcal{N}(0,1)∑i=1nZ2i∼χ2(n)∑i=1nZi2∼χ2(n) \sum_{i=1}^n Z_i^2 \sim \chi^2(n) 1n(∑i=1nZi)2∼χ2(1).1n(∑i=1nZi)2∼χ2(1). \frac{1}{n}\left( \sum_{i=1}^n Z_i \right)^2 \sim \chi^2(1).

1
ランダムに重複する間隔
次の問題で分析式を見つけるにはどうすればよいですか?D(n,l,L)D(n,l,L)D(n,l,L) 長さ「バー」を間隔にランダムにドロップします。「バー」はオーバーラップできます。少なくとも1つの「バー」が占める間隔の平均全長を見つけたいのですが。l [ 0 、L ] D [ 0 、L ]nnnlll[0,L][0,L][0,L]DDD[0,L][0,L][0,L] 「低密度」の制限では、オーバーラップは無視でき、です。「高密度」の限界では、は近づきます。しかし、どうすれば一般式を取得できますか?これは非常に基本的な統計上の問題になるはずですが、フォーラムで説明的な解決策を見つけることができませんでした。D L DD=n⋅lD=n⋅lD = n\cdot lDDDLLLDDD どんな助けでも大歓迎です。 バーは互いにランダムに(統計的に独立して)ドロップされることに注意してください。


1
任意の対称分布の構成に関して、常に正しい歪んだ分布を書き換えることはできますか?
2回微分可能な対称分布考えます。次に、次の意味で歪んだ2番目の2 階微分可能分布F Z rigthを考えます。FバツFX\mathcal{F}_XFZFZ\mathcal{F}_Z (1 )Fバツ⪯cFZ。(1)FX⪯cFZ.(1)\quad\mathcal{F}_X\preceq_c\mathcal{F}_Z. ここその結果バンZwet [0]の凸順序である(1 )に相当します。⪯c⪯c\preceq_c(1 )(1)(1) (2)F−1ZFX(x) is convex ∀x∈R.(2)FZ−1FX(x) is convex ∀x∈R.(2)\quad F^{-1}_ZF_X(x)\text{ is convex $\forall x\in\mathbb{R}.$} ここで、3番目の2 微分可能な分布F Yについて考えます。FYFY\mathcal{F}_Y (3)FY⪯cFZ.(3)FY⪯cFZ.(3)\quad\mathcal{F}_Y\preceq_c\mathcal{F}_Z. 私の質問は 、F Xと F Yの構成の観点から、F Z(上記で定義された3つすべて)を書き換えるために、分布と対称分布F Xを常に見つけられるかどうかです。FYFY\mathcal{F}_YFXFX\mathcal{F}_XFZFZ\mathcal{F}_ZFXFX\mathcal{F}_XFYFY\mathcal{F}_Y FZ(z)=FYF−1XFY(z)FZ(z)=FYFX−1FY(z)F_Z(z)=F_YF_X^{-1}F_Y(z) か否か? 編集: たとえば、が形状パラメーター3.602349(対称になるように)のワイブル分布であり、F Zが形状パラメーター3/2(右に歪んでいるため)のワイブル分布である場合、次のようになります。FXFX\mathcal{F}_XFZFZ\mathcal{F}_Z maxz|FZ(z)−FYF−1XFY(z)|≈0maxz|FZ(z)−FYFX−1FY(z)|≈0\max_z|F_Z(z)-F_YF_X^{-1}F_Y(z)|\approx 0 FYFY\mathcal{F}_Y F−X=FX⪯cFY⪯cFZ,F−X=FX⪯cFY⪯cFZ,\mathcal{F}_{-X}=\mathcal{F}_X\preceq_c\mathcal{F}_Y\preceq_c\mathcal{F}_Z, [0] van Zwet、WR(1979)。平均、中央値、モードII(1979)。Statistica Neerlandica。33巻、1号、1〜5ページ。

4
urnの確率分布は、平均して置換せずにそこから引き出すと変化しますか?
urnにN個の異なる色のボールが含まれていて、それぞれの色が異なる回数表示される可能性があるとします(10個の赤いボールがある場合、10個の青いボールも必要ありません)。描画する前に骨壷の正確な内容がわかっている場合は、ボールの各色を描画する確率を示す離散確率分布を形成できます。私が平均的に骨壷から交換せずにk個のボールを描いた後に分布がどのように変化するのか私が思っているのは。骨壷から引き出したときに、何が取り出されたかという知識で分布を更新できることを理解していますが、知りたいのは、k個のボールを削除した後の分布の形状がどのようになると予想されるかです。分布は平均的に変化しますか、それとも同じままですか?それが変わらない場合、k回のドローを行った後、新しい分布が平均的にどのように見えると期待できるかについて、いくつかの式を書き留めることができますか?


2
まだ同じファミリーのメンバーである2つのランダムな非法線の線形結合
2つのランダムな正規変数の線形結合もランダムな正規変数であることはよく知られています。この特性を共有する一般的な非正規分布ファミリ(たとえば、ワイブル)はありますか?多くの反例があるようです。たとえば、ユニフォームの線形結合は通常は均一ではありません。特に、次の両方が当てはまる非正規分布ファミリはありますか? そのファミリーからの2つの確率変数の線形結合は、そのファミリーのある分布と同等です。 結果のパラメーターは、元のパラメーターと線形結合の定数の関数として識別できます。 この線形結合に特に興味があります。 Y=X1⋅w+X2⋅(1−w2)−−−−−−−√Y=X1⋅w+X2⋅(1−w2)Y = X_1 \cdot w + X_2 \cdot \sqrt{(1-w^2)} ここで、とはパラメーターと持ついくつかの非正規ファミリーからサンプリングされ、はパラメーター持つ同じ非正規ファミリーかられます。X1X1X_1X2X2X_2θ1θ1\theta_1θ2θ2\theta_2YYYθY=f(θ1,θ2,w)θY=f(θ1,θ2,w)\theta_Y = f(\theta_1, \theta_2, w) ここでは、簡単にするために1つのパラメーターを持つ配布ファミリーについて説明しますが、複数のパラメーターを持つ配布ファミリーに開放的です。 また、とに十分なパラメータ空間があり、シミュレーションの目的で使用できる例を探しています。非常に特定のおよびで機能する例のみを見つけることができる場合、それはあまり役に立ちません。θ1θ1\theta_1θ2θ2\theta_2θ1θ1\theta_1θ2θ2\theta_2

2
回帰結果には予期しない上限があります
バランススコアを予測し、いくつかの異なる回帰方法を試しました。気づいたことの1つは、予測値に何らかの上限があるように見えることです。つまり、実際のバランスはですが、私の予測は約達しています。次のプロットは、実際のバランスと予測されたバランス(線形回帰で予測)を示しています。0.8[ 0.0 、1.0 )[0.0,1.0)[0.0, 1.0)0.80.80.8 そして、同じデータの2つの分布プロットを次に示します。 私の予測変数は非常に歪んでいるため(べき法則分布のユーザーデータ)、結果を次のように変更するBox-Cox変換を適用しました。 これは予測の分布を変更しますが、その上限はまだあります。だから私の質問は: 予測結果のそのような上限の考えられる理由は何ですか? 実際の値の分布に対応するように予測を修正するにはどうすればよいですか? おまけ: Box-Cox変換後の分布は、変換された予測子の分布に従うように見えるので、これが直接リンクされている可能性はありますか?その場合、分布を実際の値に合わせるために適用できる変換はありますか? 編集: 5つの予測子を持つ単純な線形回帰を使用しました。

弊社のサイトを使用することにより、あなたは弊社のクッキーポリシーおよびプライバシーポリシーを読み、理解したものとみなされます。
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.