タグ付けされた質問 「minimum」

極値は、サンプル内の最大または最小の観測値です。たとえば、サンプルの最小値(1次の統計)とサンプルの最大値(n次の統計)。極値には、漸近*極値分布*が関連付けられています。


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なぜk-meansはグローバルな最小値を与えないのですか?
k-meansアルゴリズムは局所的な最小値にのみ収束し、グローバルな最小値には収束しないことを読みました。どうしてこれなの?初期化が最終的なクラスタリングにどのように影響するかを論理的に考えることができ、最適でないクラスタリングの可能性がありますが、数学的にそれを証明するものは見つかりませんでした。 また、なぜk-meansは反復プロセスなのですか?目的関数を重心に部分的に区別するだけでは、この関数を最小化する重心を見つけるためにそれをゼロに等しくすることはできませんか?段階的な最小ステップに到達するために勾配降下を使用する必要があるのはなぜですか?

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2つのランダム変数のうち小さい方の不偏推定量
仮定X∼N(μx,σ2x)X∼N(μx,σx2)X \sim \mathcal{N}(\mu_x, \sigma^2_x)とY∼N(μy,σ2y)Y∼N(μy,σy2)Y \sim \mathcal{N}(\mu_y, \sigma^2_y) z=min(μx,μy)z=min(μx,μy)z = \min(\mu_x, \mu_y)zzz 単純な推定量とサンプル手段である及び(一貫性のあるが)、例えば、付勢されています。をアンダーシュートする傾向があります。min(x¯,y¯)min(x¯,y¯)\min(\bar{x}, \bar{y})x¯x¯\bar{x}y¯y¯\bar{y}XXXYYYzzz 不偏推定量を考えることはできません。存在しますか?zzz 助けてくれてありがとう。

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カイ2乗変量の無限コレクションの統計(たとえば、最小)を注文しますか?
今回が初めてなので、フォーマットやタグなど、何らかの形で質問を明確にできるかどうか教えてください。(うまくいけば、後で編集できます!)参照を見つけて、誘導を使用して自分自身を解決しようとしましたが、両方で失敗しました。 私は、自由度の異なる独立した確率変数の無数に無限の集合の次数統計に減少するように見える分布を単純化しようとしています。具体的には、独立した中で番目に小さい値の分布は何ですか? m個χ 2 2、χ 2 4、χ 2 6、χ 2 8、...χ2χ2\chi^2mmmχ22,χ24,χ26,χ28,…χ22,χ42,χ62,χ82,…\chi^2_2,\chi^2_4,\chi^2_6,\chi^2_8,\ldots 特別なケース興味があります:(独立した)の最小値の分布はどうですか?χ 2 2、χ 2 4、χ 2 6、...m=1m=1m=1χ22,χ24,χ26,…χ22,χ42,χ62,…\chi^2_2,\chi^2_4,\chi^2_6,\ldots 最小値の場合、累積分布関数(CDF)を無限積として書くことができましたが、それをさらに単純化することはできません。のCDF が (場合、これにより、期待値2の指数分布との等価性に関する以下の2番目のコメントが確認されます。)最小値のCDFは、として記述できます。 製品の最初の項はであり、「最後の」項は F 2 M(X )= γ (M 、X / 2 )/ Γ (M )= γ (M 、X / 2 )/(M - 1 )!= 1 − e − x / …

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最小の指数分布のための最尤推定量
私はこの問題を解決する方法にこだわっています。 したがって、ランダム変数の2つのシーケンス、およびがあります。現在、とは、パラメータと持つ独立した指数分布です。ただし、とを観測する代わりに、とを観測し。、Y I、I = 1 、。。。、nはX Y λ μ X Y Z WXiXiX_iYiYiY_ii=1,...,ni=1,...,ni=1,...,nXXXYYYλλ\lambdaμμ\muXXXYYYZZZWWW Z=min(Xi,Yi)Z=min(Xi,Yi)Z=\min(X_i,Y_i)及びW=1W=1W=1であればZi=XiZi=XiZ_i=X_iと0の場合Zi=YiZi=YiZ_i=Y_i。ZとWに基づいてλλ\lambdaと\ muの最尤推定量の閉形式を見つける必要があります。さらに、これらがグローバルな最大値であることを示す必要があります。μμ\muZZZWWW これで、2つの独立した指数の最小値自体が指数であり、レートはレートの合計に等しいため、ZZZがパラメーター\ lambda + \ muで指数関数であることがわかりますλ+μλ+μ\lambda+\mu。したがって、最尤推定量はλ^+μ^=Z¯λ^+μ^=Z¯\hat{\lambda}+\hat{\mu}=\bar{Z}です。 しかし、私はここからどこへ行くべきか悩んでいます。WWWがパラメーターp = P(Z_i = X_i)のベルヌーイ分布であることは知っていますが、p=P(Zi=Xi)p=P(Zi=Xi)p=P(Z_i=X_i)これをパラメーターの1つに関するステートメントに変換する方法がわかりません。たとえば、MLEのW¯W¯\bar{W}はλλ\lambdaや\ muの観点から何を推定するμμ\muでしょうか?私は理解しているかのZi=XiZi=XiZ_i=X_i、その後、μ=0μ=0\mu=0が、私はここで、任意の代数の文を思い付く方法を考え出す苦労しています。 更新1:ZZZとWの共同分布の可能性を導き出すようコメントで言われましたWWW。 したがって、 whereです。正しい?この場合、とは独立していないため、共同分布を導出する他の方法がわかりません。f(Z,W)=f(Z|W=1)⋅p+f(Z|W=0)⋅(1−p)f(Z,W)=f(Z|W=1)⋅p+f(Z|W=0)⋅(1−p)f(Z,W)=f(Z|W=1)\cdot p+f(Z|W=0)\cdot (1-p)p=P(Zi=Xi)p=P(Zi=Xi)p=P(Z_i=X_i)ZZZWWW したがって、これは、上記のの定義により、を与えます。しかし、今何ですか?これではどこにも行けません。可能性を計算する手順を実行すると、次のようになります(混合物の各部分のサンプルサイズとしてとを使用...)f(Zi,Wi)=pλe−λzi+(1−p)μe−μzif(Zi,Wi)=pλe−λzi+(1−p)μe−μzif(Z_i,W_i)=p\lambda e^{-\lambda z_i}+(1-p)\mu e^{-\mu z_i}WWWmmmnnn L(λ,μ)=pmλme−λ∑zi+(1−p)nμne−μ∑ziL(λ,μ)=pmλme−λ∑zi+(1−p)nμne−μ∑ziL(\lambda,\mu)=p^m\lambda^m e^{-\lambda \sum{z_i}}+(1-p)^n\mu^n e^{-\mu \sum{z_i}} logL=mlogp+mlogλ−λ∑zi+nlog(1−p)+nlogμ−μ∑zilog⁡L=mlog⁡p+mlog⁡λ−λ∑zi+nlog⁡(1−p)+nlog⁡μ−μ∑zi\log L=m\log p+m\log\lambda-\lambda \sum{z_i}+n\log(1-p)+n\log\mu-\mu \sum{z_i} 偏微分をとると、これはと MLE推定が条件とするの平均にすぎないことを示してます。あれは、λλ\lambdaμμ\muZZZWWW λ^=∑Zimλ^=∑Zim\hat{\lambda}=\frac{\sum{Z_i}}{m} μ^=∑Zinμ^=∑Zin\hat{\mu}=\frac{\sum{Z_i}}{n} …

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最小、平均、最大から分布を計算する
あるデータセットの最小値、平均値、最大値、たとえば10、20、25があるとします。次の方法はありますか? これらのデータから分布を作成し、 人口の何パーセントが平均より上または下にある可能性が高いかを知る 編集: グレンの提案に従って、サンプルサイズが200であるとします。

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最尤推定(MLE)のためのマルコフ連鎖モンテカルロ(MCMC)
以下にリンクされている1991年のGeyerの会議論文を読んでいます。その中で彼は、MLEパラメータ推定にMCMCを使用できる方法を回避しているようです 私はBFGSアルゴリズム、GA、およびMLEからパラメーターの推定値を抽出するために必要なグローバルミニマムを見つけるこれらの恐ろしい手の波状ラッキーディップ法のすべての種類をコーディングして以来、これは私を興奮させます。 それが私を興奮させる理由は、MCMCの固定点への収束を保証できる場合(たとえば、十分な基準が詳細なバランスを満たす場合)、MLEを最小化せずにパラメーターを取得できるためです。 したがって、結論は、これにより、上記および論文に課せられたグローバルな最小値、モジュロ制約を取得するための一般的な方法が提供されるということです。高次元のMCMC問題に対して適切にマッピングされているHMCなどのMCMCにはいくつかのアルゴリズムがあり、従来の勾配降下法よりもパフォーマンスが優れていると思います。 質問 このホワイトペーパーは、MCMCを使用してMLEからパラメーター推定値を取得するための理論的な基礎を提供することを理解していますか? この論文で概説されているように、特定の状況でMCMCアルゴリズムを使用して、遺伝的アルゴリズムやBFGSなどのメソッドの必要性を回避してMLEからパラメーターを抽出できます。 論文 Geyer、CJ(1991)。マルコフ連鎖モンテカルロ最大尤度。計算科学と統計:Proc。23番目のシンプ。インターフェイス、156–163。 概要 マルコフ連鎖モンテカルロ(たとえば、メトロポリスアルゴリズムやギブスサンプラー)は、多くのタイプの統計的推論で役立つ複雑な確率過程のシミュレーションのための一般的なツールです。アルゴリズムの選択や分散推定など、マルコフ連鎖モンテカルロの基本を復習し、いくつかの新しい方法を紹介します。最尤推定のためのマルコフ連鎖モンテカルロの使用について説明し、そのパフォーマンスを最大疑似尤度推定と比較します。 注:セクション1から6は退屈なものであり、ここまでたどり着いたのであれば、おそらくすでに知っているでしょう。セクション7で、彼は興味深いものを手に入れましたが、彼は「モンテカルロ最大尤度」と呼んでいます。 その他のリソース 「Geyer」のcontrol + f http://www.stats.ox.ac.uk/~snijders/siena/Mcpstar.pdf http://ecovision.mit.edu/~sai/12S990/besag.pdf(セクション2.4)

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最小推定量の改善
私が持っていると仮定しんnn推定するための正のパラメータμ1、μ2、。。。、μんμ1,μ2,...,μn\mu_1,\mu_2,...,\mu_nおよびそれらの対応するんnn推定器によって生成公平推定値μ1^、μ2^、。。。、μん^μ1^,μ2^,...,μn^\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n}、すなわちE[μ1^]=μ1E[μ1^]=μ1\mathrm E[\hat{\mu_1}]=\mu_1、E[μ2^]=μ2E[μ2^]=μ2\mathrm E[\hat{\mu_2}]=\mu_2など。 私は推定したいmin(μ1,μ2,...,μn)min(μ1,μ2,...,μn)\mathrm{min}(\mu_1,\mu_2,...,\mu_n)手での推定値を使用します。明確ナイーブ推定min(μ1^,μ2^,...,μn^)min(μ1^,μ2^,...,μn^)\mathrm{min}(\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n})として低いバイアスされる E[min(μ1^,μ2^,...,μn^)]≤min(μ1,μ2,...,μn)E[min(μ1^,μ2^,...,μn^)]≤min(μ1,μ2,...,μn)\mathrm E[\mathrm{min}(\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n})]\leq \mathrm{min}(\mu_1,\mu_2,...,\mu_n) 私はまた、対応する推定の共分散行列があるとCov(μ1^,μ2^,...,μn^)=ΣCov(μ1^,μ2^,...,μn^)=Σ\mathrm{Cov}(\hat{\mu_1},\hat{\mu_2},...,\hat{\mu_n}) = \Sigma手元。与えられた推定値と共分散行列を使用して、偏りのない(または偏りの少ない)最小推定値を取得することは可能ですか?

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もし、
:次の設定を想定し ましょZi=min{ki,Xi},i=1,...,nZi=min{ki,Xi},i=1,...,nZ_i = \min\{k_i, X_i\}, i=1,...,n。また、Xi∼U[ai,bi],ai,bi>0Xi∼U[ai,bi],ai,bi>0X_i \sim U[a_i, b_i], \; a_i, b_i >0。さらに、ki=cai+(1−c)bi,0<c<1ki=cai+(1−c)bi,0<c<1k_i = ca_i + (1-c)b_i,\;\; 0 k_i) = 1- \Pr(X_i \le k_i) =1−ki−aibi−ai=1−(1−c)(bi−ai)bi−ai=c=1−ki−aibi−ai=1−(1−c)(bi−ai)bi−ai=c= 1- \frac {k_i - a_i}{b_i-a_i} = 1-\frac {(1-c)(b_i-a_i)}{b_i-a_i} =c したがって、全体として FZi(zi)=⎧⎩⎨⎪⎪⎪⎪⎪⎪⎪⎪⎪⎪0zi<aizi−aibi−aiai≤zi<ki1ki≤ziFZi(zi)={0zi<aizi−aibi−aiai≤zi<ki1ki≤ziF_{Z_i}(z_i) = \begin{cases} 0\qquad z_i0zi=kizi=kiz_i = k_i 総じて、それは現実を統一することを意味します。 確率変数S_n \ equiv \ sum_ {i = …

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通常のサンプルからの最小次数統計の期待値
2014年1月25日更新: 間違いは修正されました。アップロードされた画像の期待値の計算値は無視してください-これらは間違っています-この質問に対する回答が生成されたため、画像は削除しません。 2014年1月10日更新: 間違いが見つかりました-使用されたソースの1つにある数学のタイプミス。修正を準備しています... コレクションから最小の順序統計の密度 CDFと連続確率変数をIID F X(X )とPDF F X(X )であり、 F X (1 )(X (1 ))= N F X(X (1 ))[ 1 − F X(x (1 ))] n − 1nnnFX(x)FX(x)F_X(x)fX(x)fX(x)f_X(x)fX(1)(x(1))=nfX(x(1))[1−FX(x(1))]n−1[1]fX(1)(x(1))=nfX(x(1))[1−FX(x(1))]n−1[1]f_{X_{(1)}}(x_{(1)}) = nf_X(x_{(1)})\left[1-F_X(x_{(1)})\right]^{n-1} \qquad [1] これらの確率変数が標準正規である場合、 とその期待値であるので、 E (X (1 )) = N ∫ ∞ - ∞ X (1 …

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nlm()関数のコード変数
Rには、Newton-Raphsonアルゴリズムを使用して関数fの最小化を実行する関数nlm()があります。特に、この関数は次のように定義された変数コードの値を出力します。 最適化プロセスが終了した理由を示す整数をコーディングします。 1:相対勾配はゼロに近く、現在の反復はおそらく解決策です。 2:許容範囲内で連続して反復します。現在の反復はおそらく解決策です。 3:最後のグローバルステップで、推定よりも低いポイントを特定できませんでした。推定値が関数の近似極小値であるか、steptolが小さすぎます。 4:反復制限を超えました。 5:最大ステップサイズstepmaxが5回連続して超えました。関数が下で無制限であるか、上からある方向に有限値に漸近するか、stepmaxが小さすぎるかのいずれかです。 誰かが私に(変数が1つしかない関数の簡単な図を使用しているかもしれません)、対応する状況1-5について説明できますか? たとえば、状況1は次の図に対応する場合があります。 前もって感謝します!
9 r  minimum 

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密度が変化するポイントから予想される最小距離
原点の周りのランダムな点の密度(単位平方あたりの点)の密度を増加させると、ランダムに均一な点と原点の間の予想される最小ユークリッド距離がどのように変化するかを調べています。そのように説明された2つの間の関係を思いつくことができました。 Expected Min Distance=12Density−−−−−−√Expected Min Distance=12Density\text{Expected Min Distance} =\frac{1}{2\sqrt{\text{Density}}} 私は、Rでいくつかのモンテカルロシミュレーションを実行し、手動で曲線をフィッティングすることでこれを思いつきました(以下のコード)。 私の質問は次のとおりです。実験ではなく理論的にこの結果を導き出すことができましたか? #Stack Overflow example library(magrittr) library(ggplot2) #--------- #FUNCTIONS #--------- #gen random points within a given radius and given density gen_circle_points <- function(radius, density) { #round radius up then generate points in square with side length = 2*radius c_radius <- ceiling(radius) …

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2つのiid正常値の最小値と最大値の分散
しましょう XXX そして YYY イードになる 〜NO r個のM L (0 、1 )〜Norメートルal(0、1)\sim Normal(0,1) しましょう A = m a x (X、Y)あ=メートルaバツ(バツ、Y)A=max(X,Y) そして B = m i n (X、Y)B=メートル私ん(バツ、Y)B=min(X,Y) なに Va r (A )Var(あ)Var(A) そして Va r (B )Var(B)Var(B)? シミュレーションから、 Va r (A )= Va r (B )Var(あ)=Var(B)Var(A)=Var(B) 約0.70。 これを分析的に取得するにはどうすればよいですか?
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