Распространение продукции - Product distribution

А распространение продукции это распределение вероятностей построенный как распределение товар из случайные переменные имея два других известных дистрибутива. Учитывая два статистически независимый случайные переменные Икс и Y, распределение случайной величины Z который образуется как продукт

${ displaystyle Z = XY}$

это распространение продукции.

Алгебра случайных величин

Продукт - это один из типов алгебры случайных величин: с распределением продукта связаны соотношение распределения, распределение суммы (см. Список сверток вероятностных распределений ) и разностного распределения. В более общем плане можно говорить о комбинациях сумм, разностей, произведений и соотношений.

Многие из этих распределений описаны в книге Мелвина Д. Спрингера 1979 г. Алгебра случайных величин.^[1]

Вывод независимых случайных величин

Если ${ displaystyle X}$ и ${ displaystyle Y}$ - две независимые непрерывные случайные величины, описываемые функциями плотности вероятности ${ displaystyle f_ {X}}$ и ${ displaystyle f_ {Y}}$ то функция плотности вероятности ${ displaystyle Z = XY}$ является^[2]

${ displaystyle f_ {Z} (z) = int _ {- infty} ^ { infty} f_ {X} left (x right) f_ {Y} left (z / x right) { frac {1} {| x |}} , dx.}$

Доказательство ^[3]

Сначала напишем кумулятивная функция распределения из ${ displaystyle Z}$ начиная с его определения

${ Displaystyle { begin {align} F_ {Z} (z) & , { stackrel { text {def}} {=}} mathbb {P} (Z leq z) & = mathbb {P} (XY leq z) & = mathbb {P} (XY leq z, X geq 0) + mathbb {P} (XY leq z, X leq 0) & = mathbb {P} (Y leq z / X, X geq 0) + mathbb {P} (Y geq z / X, X leq 0) & = int _ {0} ^ { infty} f_ {X} left (x right) int _ {- infty} ^ {z / x} f_ {Y} left (y right) , dy , dx + int _ {- infty} ^ {0} f_ {X} left (x right) int _ {z / x} ^ { infty} f_ {Y} left (y right) , dy , dx end {выровнено}}}$

Мы находим искомую функцию плотности вероятности, взяв производную от обеих частей по ${ displaystyle z}$. Поскольку в правой части ${ displaystyle z}$ появляется только в пределах интегрирования, производная легко выполняется с помощью основная теорема исчисления и Правило цепи. (Обратите внимание на отрицательный знак, который необходим, когда переменная находится в нижнем пределе интегрирования.)

${ Displaystyle { begin {align} f_ {Z} (z) & = int _ {0} ^ { infty} f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1 } {x}} , dx- int _ {- infty} ^ {0} f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {x}} , dx & = int _ {0} ^ { infty} f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {| x |}} , dx + int _ { - infty} ^ {0} f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {| x |}} , dx & = int _ {- infty } ^ { infty} f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {| x |}} , dx. end {выровнено}}}$

где абсолютное значение используется для удобного объединения двух терминов.

Альтернативное доказательство

Более быстрое и компактное доказательство начинается с того же шага написания кумулятивного распределения ${ displaystyle Z}$ начиная с его определения:

${ Displaystyle { begin {align} F_ {Z} (z) & { overset { underset { mathrm {def}} {}} {=}} mathbb {P} (Z leq z) & = mathbb {P} (XY leq z) & = int _ {- infty} ^ { infty} int _ {- infty} ^ { infty} f_ {X} left (x right) f_ {Y} left (y right) u left (z-xy right) , dy , dx end {выровнено}}}$

где ${ Displaystyle и влево (. вправо)}$ это Ступенчатая функция Хевисайда и служит для ограничения области интеграции значениями ${ displaystyle x}$ и ${ displaystyle y}$ удовлетворение ${ displaystyle xy leq z}$.

Мы находим искомую функцию плотности вероятности, взяв производную от обеих частей по ${ displaystyle z}$.

${ displaystyle { begin {align} f_ {Z} (z) & = int _ {- infty} ^ { infty} int _ {- infty} ^ { infty} f_ {X} left (x right) f_ {Y} left (y right) delta (z-xy) , dy , dx & = int _ {- infty} ^ { infty} f_ {X} left (x right) f_ {Y} left (z / x right) left [ int _ {- infty} ^ { infty} delta (z-xy) , dy right] , dx & = int _ {- infty} ^ { infty} f_ {X} left (x right) f_ {Y} left (z / x right) { frac {1} { | x |}} , dx. end {выровнены}}}$

где мы используем свойства перемещения и масштабирования Дельта-функция Дирака ${ displaystyle delta}$.

Более интуитивно понятное описание процедуры показано на рисунке ниже. Совместный pdf ${ displaystyle f_ {X} (x) f_ {Y} (y)}$ существует в ${ displaystyle x}$-${ displaystyle y}$ плоскость и дуга постоянного ${ displaystyle z}$ значение показано заштрихованной линией. Чтобы найти предельную вероятность ${ displaystyle f_ {Z} (z)}$ на этой дуге интегрировать по приращениям площади ${ Displaystyle dx , dy ; е (х, у)}$ по этому контуру.

Диаграмма, иллюстрирующая распределение продукта двух переменных.

Начиная с ${ displaystyle y = { frac {z} {x}}}$, у нас есть ${ displaystyle dy = - { frac {z} {x ^ {2}}} , dx = - { frac {y} {x}} , dx}$. Таким образом, приращение вероятности равно ${ displaystyle delta p = f (x, y) , dx , | dy | = f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {y} {| x |}} , dx , dx}$. поскольку ${ displaystyle z = yx}$ подразумевает ${ displaystyle dz = y , dx}$, мы можем связать приращение вероятности с ${ displaystyle z}$-инкремент, а именно ${ displaystyle delta p = f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {| x |}} , dx , dz}$. Тогда интеграция закончилась ${ displaystyle x}$, дает ${ Displaystyle f_ {Z} (z) = int f_ {X} (x) f_ {Y} (z / x) { frac {1} {| x |}} , dx}$.

Байесовская интерпретация

Позволять ${ Displaystyle X sim f (x)}$ быть случайной выборкой, взятой из распределения вероятностей ${ displaystyle f_ {x} (x)}$. Масштабирование ${ displaystyle X}$ от ${ displaystyle theta}$ генерирует выборку из масштабированного распределения ${ displaystyle theta X sim { frac {1} {| theta |}} f_ {x} left ({ frac {x} { theta}} right)}$ которое можно записать как условное распределение ${ displaystyle g_ {x} (x | theta) = { frac {1} {| theta |}} f_ {x} left ({ frac {x} { theta}} right)}$.

Сдача ${ displaystyle theta}$ быть случайной величиной с pdf ${ Displaystyle е _ { тета} ( тета)}$, распределение масштабированной выборки становится ${ displaystyle f_ {X} ( theta x) = g_ {X} (x mid theta) f _ { theta} ( theta)}$ и интеграция ${ displaystyle theta}$ мы получаем ${ displaystyle h_ {x} (x) = int _ {- infty} ^ { infty} g_ {X} (x | theta) f _ { theta} ( theta) d theta}$ так ${ displaystyle theta X}$ взят из этого распределения ${ displaystyle theta X sim h_ {X} (x)}$. Однако, подставляя определение ${ displaystyle g}$ у нас также есть${ displaystyle h_ {X} (x) = int _ {- infty} ^ { infty} { frac {1} {| theta |}} f_ {x} left ({ frac {x} { theta}} right) f _ { theta} ( theta) , d theta}$ который имеет ту же форму, что и распределение продукта выше. Таким образом, байесовское апостериорное распределение ${ displaystyle h_ {X} (x)}$ это распределение продукта двух независимых случайных выборок ${ displaystyle theta}$ и ${ displaystyle X}$.

В случае дискретной одной переменной пусть ${ displaystyle theta}$ иметь вероятность ${ displaystyle P_ {i}}$ на уровнях ${ displaystyle theta _ {я}}$ с участием ${ Displaystyle сумма _ {я} P_ {я} = 1}$. Условная плотность ${ displaystyle f_ {X} (x mid theta _ {i}) = { frac {1} {| theta _ {i} |}} f_ {x} left ({ frac {x} { theta _ {i}}} right)}$. Следовательно ${ displaystyle f_ {X} ( theta x) = sum { frac {P_ {i}} {| theta _ {i} |}} f_ {X} left ({ frac {x} { theta _ {i}}} right)}$.

Ожидание произведения случайных величин

Когда две случайные величины статистически независимы, ожидания от их продукта - это продукт их ожиданий. Это можно доказать из Закон полного ожидания:

${ displaystyle operatorname {E} (XY) = operatorname {E} _ {Y} ( operatorname {E} _ {XY mid Y} (XY mid Y))}$

Во внутреннем выражении Y является константой. Отсюда:

${ displaystyle operatorname {E} _ {XY mid Y} (XY mid Y) = Y cdot operatorname {E} _ {X mid Y} [X]}$

${ displaystyle operatorname {E} (XY) = operatorname {E} _ {Y} (Y cdot operatorname {E} _ {X mid Y} [X])}$

Это верно, даже если Икс и Y статистически зависимы. Однако в целом ${ displaystyle operatorname {E} _ {X mid Y} [X]}$ является функцией Y. В частном случае, когда Икс и Y статистически независимы, это постоянная, не зависящая от Y. Отсюда:

${ displaystyle operatorname {E} (XY) = operatorname {E} _ {Y} (Y cdot operatorname {E} _ {X} [X])}$

${ displaystyle operatorname {E} (XY) = operatorname {E} _ {X} (X) cdot operatorname {E} _ {Y} (Y)}$

Дисперсия произведения независимых случайных величин

Позволять ${ displaystyle X, Y}$ быть некоррелированными случайными величинами со средними ${ displaystyle mu _ {X}, mu _ {Y},}$ и отклонения ${ Displaystyle sigma _ {X} ^ {2}, sigma _ {Y} ^ {2}}$.Разница продукта XY является

${ displaystyle operatorname {Var} (XY) = ( sigma _ {X} ^ {2} + mu _ {X} ^ {2}) ( sigma _ {Y} ^ {2} + mu _ {Y} ^ {2}) - mu _ {X} ^ {2} mu _ {Y} ^ {2}}$

В случае произведения более двух переменных, если ${ Displaystyle X_ {1} cdots X_ {n}, ; ; n> 2}$ статистически независимы, то^[4] дисперсия их продукта

${ displaystyle operatorname {Var} (X_ {1} X_ {2} cdots X_ {n}) = prod _ {i = 1} ^ {n} ( sigma _ {i} ^ {2} + mu _ {i} ^ {2}) - prod _ {i = 1} ^ {n} mu _ {i} ^ {2}}$

Характеристическая функция произведения случайных величин

Предполагать Икс, Y являются независимыми случайными величинами. Характеристическая функция Икс является ${ Displaystyle varphi _ {X} (т)}$, а распределение Y известен. Затем из закон полного ожидания, у нас есть^[5]

${ displaystyle { begin {align} varphi _ {Z} (t) & = operatorname {E} (e ^ {itXY}) & = operatorname {E} _ {Y} ( operatorname {E } _ {XY mid Y} (e ^ {itXY} mid Y)) & = operatorname {E} _ {Y} ( operatorname {E} _ {X mid Y} (e ^ {itXY } mid Y)) & = operatorname {E} _ {Y} ( varphi _ {X} (tY)) end {выравнивается}}}$

Если характеристические функции и распределения обоих Икс и Y известны, то в качестве альтернативы ${ displaystyle varphi _ {Z} (t) = operatorname {E} _ {X} ( varphi _ {Y} (tX))}$ также имеет место.

Преобразование Меллина

В Преобразование Меллина распределения ${ displaystyle f (x)}$ при поддержке только на ${ Displaystyle х geq 0}$ и имея случайную выборку ${ displaystyle X}$ является

${ displaystyle { mathcal {M}} f (x) = varphi (s) = int _ {0} ^ { infty} x ^ {s-1} f (x) , dx = operatorname { E} [X ^ {s-1}].}$

Обратное преобразование:

${ displaystyle { mathcal {M}} ^ {- 1} varphi (s) = f (x) = { frac {1} {2 pi i}} int _ {ci infty} ^ {с + i infty} x ^ {- s} varphi (s) , ds.}$

если ${ displaystyle X { text {и}} Y}$ являются двумя независимыми случайными выборками из разных распределений, то преобразование Меллина их продукта равно произведению их преобразований Меллина:

${ Displaystyle { mathcal {M}} _ {XY} (s) = { mathcal {M}} _ {X} (s) { mathcal {M}} _ {Y} (s)}$

Если s ограничивается целыми значениями, более простой результат

${ displaystyle operatorname {E} [(XY) ^ {n}] = operatorname {E} [X ^ {n}] ; operatorname {E} [Y ^ {n}]}$

Таким образом, моменты случайного продукта ${ displaystyle XY}$ являются произведением соответствующих моментов ${ displaystyle X { text {и}} Y}$ и это распространяется на нецелые моменты, например

${ displaystyle operatorname {E} [{ sqrt [{p}] {XY}}] = operatorname {E} [{ sqrt [{p}] {X}}] ; operatorname {E} [ { sqrt [{p}] {Y}}]}$.

PDF функции может быть восстановлен по ее моментам, используя метод приближения седловой точки.

Дальнейший результат состоит в том, что для независимых Икс, Y

${ displaystyle operatorname {E} [X ^ {p} Y ^ {q}] = operatorname {E} [X ^ {p}] operatorname {E} [Y ^ {q}]}$

Пример гамма-распределения Чтобы проиллюстрировать, как произведение моментов дает гораздо более простой результат, чем нахождение моментов распределения произведения, пусть ${ displaystyle X, Y}$ быть выбранным из двух гамма-распределений, ${ Displaystyle Гамма ( тета) ^ {- 1} х ^ { тета -1} е ^ {- х}}$ с параметрами ${ Displaystyle тета = альфа, бета}$чьи моменты

${ displaystyle operatorname {E} [X ^ {p}] = int _ {0} ^ { infty} x ^ {p} Gamma (x, theta) , dx = { frac { Gamma ( theta + p)} { Gamma ( theta)}}.}$

Умножение соответствующих моментов дает результат преобразования Меллина

${ displaystyle operatorname {E} [(XY) ^ {p}] = operatorname {E} [X ^ {p}] ; operatorname {E} [Y ^ {p}] = { frac { Гамма ( alpha + p)} { Gamma ( alpha)}} ; { frac { Gamma ( beta + p)} { Gamma ( beta)}}}$

Независимо, известно, что произведение двух независимых выборок гаммы имеет распределение

${ Displaystyle е (г, альфа, бета) = 2 гамма ( альфа) ^ {- 1} гамма ( бета) ^ {- 1} г ^ {{ гидроразрыва { альфа + бета} {2}} - 1} K _ { alpha - beta} (2 { sqrt {z}}), ; z geq 0}$.

Чтобы найти моменты этого, произведите замену переменной ${ displaystyle y = 2 { sqrt {z}}}$, упрощая аналогичные интегралы до:

${ displaystyle int _ {0} ^ { infty} z ^ {p} K _ { nu} (2 { sqrt {z}}) , dz = 2 ^ {- 2p-1} int _ { 0} ^ { infty} y ^ {2p + 1} K _ { nu} (y) , dy}$

таким образом

${ displaystyle 2 int _ {0} ^ { infty} z ^ {{ frac { alpha + beta} {2}} - 1} K _ { alpha - beta} (2 { sqrt {z }}) , dz = 2 ^ {- ( alpha + beta) -2p + 1} int _ {0} ^ { infty} y ^ {( alpha + beta) + 2p-1} K_ { alpha - beta} (y) , dy}$

Определенный интеграл

${ displaystyle int _ {0} ^ { infty} y ^ { mu} K _ { nu} (y) , dy = 2 ^ { mu -1} Gamma left ({ frac {1 + mu + nu} {2}} right) Gamma left ({ frac {1+ mu - nu} {2}} right)}$ хорошо задокументирован, и мы наконец

${ displaystyle { begin {align} E [Z ^ {p}] & = { frac {2 ^ {- ( alpha + beta) -2p + 1} ; 2 ^ {( alpha + beta) ) + 2p-1}} { Gamma ( alpha) ; Gamma ( beta)}} Gamma left ({ frac {( alpha + beta + 2p) + ( alpha - beta) } {2}} right) Gamma left ({ frac {( alpha + beta + 2p) - ( alpha - beta)} {2}} right) & = { гидроразрыв { Gamma ( alpha + p) , Gamma ( beta + p)} { Gamma ( alpha) , Gamma ( beta)}} end {align}}}$

который, после некоторых трудностей, согласился с приведенным выше результатом продукта.

Если Икс, Y строятся независимо от гамма-распределения с параметрами формы ${ Displaystyle альфа, ; бета}$ тогда

${ displaystyle operatorname {E} [X ^ {p} Y ^ {q}] = operatorname {E} [X ^ {p}] ; operatorname {E} [Y ^ {q}] = { frac { Gamma ( alpha + p)} { Gamma ( alpha)}} ; { frac { Gamma ( beta + q)} { Gamma ( beta)}}}$

Этот тип результата является универсальным, поскольку для двумерных независимых переменных ${ Displaystyle f_ {x, y} (x, y) = f_ {X} (x) f_ {Y} (y)}$ таким образом

${ displaystyle { begin {align} operatorname {E} [X ^ {p} Y ^ {q}] & = int _ {x = - infty} ^ { infty} int _ {y = - infty} ^ { infty} x ^ {p} y ^ {q} f_ {x, y} (x, y) , dy , dx & = int _ {x = - infty} ^ { infty} x ^ {p} { Big [} int _ {y = - infty} ^ { infty} y ^ {q} f_ {Y} (y) , dy { Big]} f_ {X} (x) , dx & = int _ {x = - infty} ^ { infty} x ^ {p} f_ {X} (x) , dx int _ {y = - infty} ^ { infty} y ^ {q} f_ {Y} (y) , dy & = operatorname {E} [X ^ {p}] ; operatorname {E} [Y ^ { q}] end {выровнен}}}$

или, что то же самое, ясно, что ${ displaystyle X ^ {p} { text {and}} Y ^ {q}}$ независимые переменные.

Особые случаи

Логнормальные распределения

Распределение произведения двух случайных величин, которые имеют логнормальные распределения снова логнормален. Это сам по себе частный случай более общего набора результатов, в котором логарифм произведения может быть записан как сумма логарифмов. Таким образом, в случаях, когда простой результат можно найти в список сверток вероятностных распределений, если сворачиваемые распределения представляют собой логарифмы компонентов продукта, результат может быть преобразован, чтобы обеспечить распределение продукта. Однако этот подход полезен только тогда, когда логарифмы компонентов продукта входят в некоторые стандартные семейства распределений.

Равномерно распределенные независимые случайные величины

Позволять ${ displaystyle Z}$ произведение двух независимых переменных ${ Displaystyle Z = X_ {1} X_ {2}}$ каждый из них равномерно распределен на интервале [0,1], возможно, результат связка трансформация. Как отмечено выше в разделе «Логнормальные распределения», операции свертки PDF в домене журнала соответствуют произведению значений выборки в исходном домене. Таким образом, преобразование ${ Displaystyle и = пер (х)}$, так что ${ Displaystyle p_ {U} (u) , | du | = p_ {X} (x) , | dx |}$, каждая вариация распределяется независимо на ты так как

${ displaystyle p_ {U} (u) = p_ {X} (x) / | du / dx | = { frac {1} {x ^ {- 1}}} = e ^ {u}, ; ; - infty$.

а свертка двух распределений - автосвертка

${ displaystyle c (y) = int _ {u = 0} ^ {y} e ^ {u} e ^ {yu} du = - int _ {u = y} ^ {0} e ^ {y} du = -ye ^ {y}, ; ; - infty$

Затем повторно преобразуйте переменную в ${ Displaystyle г = е ^ {у}}$ давая распределение

${ Displaystyle c_ {2} (z) = c_ {Y} (y) / | dz / dy | = { frac {-ye ^ {y}} {e ^ {y}}} = - y = ln (1 / z)}$ на интервале [0,1]

Для произведения нескольких (> 2) независимых выборок характеристическая функция Маршрут благоприятный. Если мы определим ${ displaystyle { tilde {y}} = - y}$ тогда ${ Displaystyle с ({ тильда {y}})}$ выше это Гамма-распределение формы 1 и масштабного коэффициента 1, ${ Displaystyle с ({ тильда {у}}) = { тильда {у}} е ^ {- { тильда {у}}}}$ , а его известная КФ равна ${ displaystyle (1-оно) ^ {- 1}}$. Обратите внимание, что ${ displaystyle | d { тильда {y}} | = | dy |}$ так что якобиан преобразования равен единице.

Свертка ${ displaystyle n}$ независимые образцы из ${ displaystyle { tilde {Y}}}$ поэтому имеет CF ${ Displaystyle (1-оно) ^ {- п}}$ который, как известно, является CF гамма-распределения формы ${ displaystyle n}$:

${ displaystyle c_ {n} ({ tilde {y}}) = Gamma (n) ^ {- 1} { tilde {y}} ^ {(n-1)} e ^ {- { tilde { y}}} = Gamma (n) ^ {- 1} (- y) ^ {(n-1)} e ^ {y}}$.

Выполнение обратного преобразования ${ Displaystyle г = е ^ {у}}$ мы получаем PDF продукта n образцов:

${ displaystyle f_ {n} (z) = { frac {c_ {n} (y)} {| dz / dy |}} = Gamma (n) ^ {- 1} { Big (} - log z { Big)} ^ {n-1} e ^ {y} / e ^ {y} = { frac {{ Big (} - log z { Big)} ^ {n-1}} { (п-1)! ; ; ;}}}$

Следующий, более традиционный, вывод из Stackexchange^[6] согласуется с этим результатом. ${ Displaystyle Z_ {2} = X_ {1} X_ {2}}$ его CDF

${ Displaystyle { begin {align} F_ {Z_ {2}} (z) = Pr { Big [} Z_ {2} leq z { Big]} & = int _ {x = 0} ^ {1} Pr { Big [} X_ {2} leq { frac {z} {x}} { Big]} f_ {X_ {1}} (x) , dx & = int _ {x = 0} ^ {z} dx + int _ {x = z} ^ {1} { frac {z} {x}} , dx & = zz ​​log z, ; ; 0$

Плотность ${ displaystyle z_ {2} { text {is then}} f (z_ {2}) = - log (z_ {2})}$

Умножение на третью независимую выборку дает функцию распределения

${ Displaystyle { begin {align} F_ {Z_ {3}} (z) = Pr { Big [} Z_ {3} leq z { Big]} & = int _ {x = 0} ^ {1} Pr { Big [} X_ {3} leq { frac {z} {x}} { Big]} f_ {Z_ {2}} (x) , dx & = - int _ {x = 0} ^ {z} log (x) , dx- int _ {x = z} ^ {1} { frac {z} {x}} log (x) , dx & = - z { Big (} log (z) -1 { Big)} + { frac {1} {2}} z log ^ {2} (z) end {выровнено}} }$

Взяв производную доходность${ displaystyle f_ {Z_ {3}} (z) = { frac {1} {2}} log ^ {2} (z), ; ; 0$

Автор заметки предполагает, что в целом ${ displaystyle f_ {Z_ {n}} (z) = { frac {(- log z) ^ {n-1}} {(n-1)! ; ; ;}}, ; ; 0$

Геометрия произведения распределения двух случайных величин в единичном квадрате.

Рисунок иллюстрирует характер приведенных выше интегралов. Заштрихованная область внутри единичного квадрата и ниже линии z = xy представляет CDF z. Это делится на две части. Первый - для 0 dx. Вторая часть находится ниже ху линия, имеет у-рост z / x, и дополнительная площадь dx z / x.

Независимые центрально-нормальные распределения

Произведение двух независимых нормальных выборок следует модифицированной функции Бесселя. Позволять ${ displaystyle x, y}$ быть выборками из нормального (0,1) распределения и ${ displaystyle z = xy}$.Потом

${ Displaystyle p_ {Z} (z) = { frac {K_ {0} (| z |)} { pi}}, ; ; ; - infty$

Дисперсия этого распределения в принципе может быть определена с помощью определенного интеграла Градшейна и Рыжика:^[7]

${ displaystyle int _ {0} ^ { infty} x ^ { mu} K _ { nu} (ax) , dx = 2 ^ { mu -1} a ^ {- mu -1} Гамма { Big (} { frac {1+ mu + nu} {2}} { Big)} Gamma { Big (} { frac {1+ mu - nu} {2}} { Big)}, ; ; a> 0, ; nu +1 pm mu> 0}$

таким образом${ displaystyle int _ {- infty} ^ { infty} { frac {z ^ {2} K_ {0} (| z |)} { pi}} , dz = { frac {4} { pi}} ; Gamma ^ {2} { Big (} { frac {3} {2}} { Big)} = 1}$

Гораздо более простой результат, изложенный в разделе выше, состоит в том, что дисперсия продукта независимых выборок с нулевым средним равна произведению их дисперсий. Поскольку дисперсия каждой нормальной выборки равна единице, дисперсия продукта также равна единице.

Коррелированные центрально-нормальные распределения

Случай коррелированных нормальных выборок недавно был рассмотрен Надараджахой и Погани.^[8] Позволять ${ displaystyle X { text {,}} Y}$ быть нулевым средним, единичной дисперсией, нормально распределенными вариациями с коэффициентом корреляции ${ displaystyle rho { text {и пусть}} Z = XY}$

потом

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { frac {1} { pi { sqrt {1- rho ^ {2}}}}} exp left ({ frac { rho z} { 1- rho ^ {2}}} right) K_ {0} left ({ frac {| z |} {1- rho ^ {2}}} right)}$

Среднее и дисперсия: Для среднего у нас есть ${ Displaystyle OperatorName {E} [Z] = rho}$ из определения коэффициента корреляции. Дисперсию можно найти путем преобразования двух некоррелированных переменных с нулевым средним единичным отклонением U, V. Позволять

${ Displaystyle X = U, ; ; Y = rho U + { sqrt {(1- rho ^ {2})}} V}$

потом X, Y переменные единичной дисперсии с коэффициентом корреляции ${ displaystyle rho}$ и

${ Displaystyle (XY) ^ {2} = U ^ {2} { bigg (} rho U + { sqrt {(1- rho ^ {2})}} V { bigg)} ^ {2} = U ^ {2} { bigg (} rho ^ {2} U ^ {2} +2 rho { sqrt {1- rho ^ {2}}} UV + (1- rho ^ {2} ) V ^ {2} { bigg)}}$

Удаляя члены с нечетной степенью, ожидания которых, очевидно, равны нулю, получаем

${ displaystyle operatorname {E} [(XY) ^ {2}] = rho ^ {2} operatorname {E} [U ^ {4}] + (1- rho ^ {2}) operatorname { E} [U ^ {2}] operatorname {E} [V ^ {2}] = 3 rho ^ {2} + (1- rho ^ {2}) = 1 + 2 rho ^ {2} }$

поскольку ${ displaystyle ( operatorname {E} [Z]) ^ {2} = rho ^ {2}}$ у нас есть

${ displaystyle operatorname {Var} (Z) = operatorname {E} [Z ^ {2}] - ( operatorname {E} [Z]) ^ {2} = 1 + 2 rho ^ {2} - rho ^ {2} = 1 + rho ^ {2}}$

Асимптота с высокой корреляциейВ сильно коррелированном случае ${ displaystyle rho rightarrow 1}$ произведение сходится на квадрате одного образца. В этом случае ${ displaystyle K_ {0}}$ асимптота ${ displaystyle K_ {0} (x) rightarrow { sqrt { tfrac { pi} {2x}}} e ^ {- x} { text {в пределе as}} x = { frac {| z |} {1- rho ^ {2}}} rightarrow infty}$и

${ displaystyle { begin {align} p (z) & rightarrow { frac {1} { pi { sqrt {1- rho ^ {2}}}}} exp left ({ frac { rho z} {1- rho ^ {2}}} right) { sqrt { frac { pi (1- rho ^ {2})} {2z}}} exp left (- { frac {| z |} {1- rho ^ {2}}} right) & = { frac {1} { sqrt {2 pi z}}} exp { Bigg (} { frac {- | z | + rho z} {(1- rho) (1+ rho)}} { Bigg)} & = { frac {1} { sqrt {2 pi z }}} exp { Bigg (} { frac {-z} {1+ rho}} { Bigg)}, ; ; z> 0 & rightarrow { frac {1} { Гамма ({ tfrac {1} {2}}) { sqrt {2z}}}} e ^ {- { tfrac {z} {2}}}, ; ; { text {as}} rho rightarrow 1 конец {выровнено}}}$

который является Распределение хи-квадрат с одной степенью свободы.

Множественные коррелированные образцы. Nadarajaha et. al. далее показать, что если ${ displaystyle Z_ {1}, Z_ {2}, .. Z_ {n} { text {are}} n}$ iid случайные величины, взятые из ${ displaystyle f_ {Z} (z)}$ и ${ displaystyle { bar {Z}} = { tfrac {1} {n}} sum Z_ {i}}$ их средний тогда

${ displaystyle f _ { bar {Z}} (z) = { frac {n ^ {n / 2} 2 ^ {- n / 2}} { Gamma ({ frac {n} {2}}) }} | z | ^ {n / 2-1} exp left ({ frac { beta - gamma} {2}} z right) {W} _ {0, { frac {1-n } {2}}} (| z |), ; ; - infty$

где W это функция Уиттекера, а ${ displaystyle beta = { frac {n} {1- rho}}, ; ; gamma = { frac {n} {1+ rho}}}$.

Используя личность ${ displaystyle W_ {0, nu} (x) = { sqrt { frac {x} { pi}}} K _ { nu} (x / 2), ; ; x geq 0}$см. например компиляцию DLMF. уравнение (13.13.9),^[9] это выражение можно несколько упростить до

${ displaystyle f _ { bar {z}} (z) = { frac {n ^ {n / 2} 2 ^ {- n / 2}} { Gamma ({ frac {n} {2}}) }} | z | ^ {n / 2-1} exp left ({ frac { beta - gamma} {2}} z right) { sqrt {{ frac { beta + gamma} { pi}} | z |}} ; K _ { frac {1-n} {2}} left ({ frac { beta + gamma} {2}} | z | right), ; ; - infty$

PDF дает распределение выборочной ковариации.

Множественные нецентральные коррелированные выборки. Распределение продукта коррелированных нецентральных нормальных выборок было получено Cui et.al.^[10] и принимает вид бесконечной серии модифицированных функций Бесселя первого рода.

Моменты произведения коррелированных центральных нормальных выборок

Для центрального нормальное распределение N (0,1) моменты равны

${ displaystyle operatorname {E} left [X ^ {p} right] = { frac {1} { sigma { sqrt {2 pi}}}} int _ {- infty} ^ { infty} x ^ {p} exp (- { tfrac {x ^ {2}} {2 sigma ^ {2}}}) , dx = { begin {cases} 0 & { text {if} } p { text {нечетно,}} sigma ^ {p} (p-1) !! & { text {if}} p { text {четно.}} end {cases}} }$

где ${ displaystyle n !!}$ обозначает двойной факториал.

Если ${ displaystyle X, Y sim { text {Norm}} (0,1)}$ являются центральными коррелированными переменными, простейшим двумерным случаем многомерной нормальной проблемы моментов, описанной Каном,^[11] тогда

${ displaystyle operatorname {E} [X ^ {p} Y ^ {q}] = { begin {cases} 0 & { text {if}} p + q { text {нечетное,}} { frac {p! q!} {2 ^ { tfrac {p + q} {2}}}} sum _ {k = 0} ^ {t} { frac {(2 rho) ^ {2k} } {{ Big (} { frac {p} {2}} - k { Big)}! ; { Big (} { frac {q} {2}} - k { Big)}! ; (2k)!}} & { Text {if}} p { text {and}} q { text {четные}} { frac {p! Q!} {2 ^ { tfrac {p + q} {2}}}} sum _ {k = 0} ^ {t} { frac {(2 rho) ^ {2k + 1}} {{ Big (} { frac {p -1} {2}} - k { Big)}! ; { Big (} { frac {q-1} {2}} - k { Big)}! ; (2k + 1)! }} & { text {if}} p { text {и}} q { text {нечетные}} end {case}}}$

где

${ displaystyle rho}$ - коэффициент корреляции, а ${ Displaystyle т = мин ([п, д] / 2)}$

[требует проверки]

Коррелированные нецентральные нормальные распределения

Распределение продукта нецентральных коррелированных нормальных выборок было получено Cui et al.^[10] и принимает форму бесконечного ряда.

Эти распределения продуктов в некоторой степени сопоставимы с Распределение Уишарта. Последний является совместный распределение четырех элементов (фактически только трех независимых элементов) выборочной ковариационной матрицы. Если ${ displaystyle x_ {t}, y_ {t}}$ являются выборками из двумерного временного ряда, тогда ${ displaystyle W = sum _ {t = 1} ^ {K} { dbinom {x_ {t}} {y_ {t}}} { dbinom {x_ {t}} {y_ {t}}} ^ {T}}$ матрица Уишарта с K степени свободы. Приведенные выше распределения продуктов являются безусловным распределением совокупности K > 1 образец ${ displaystyle W_ {2,1}}$.

Независимые комплекснозначные центрально-нормальные распределения

Позволять ${ displaystyle u_ {1}, v_ {1}, u_ {2}, v_ {2}}$ быть независимыми выборками из нормального (0,1) распределения.
Настройка ${ displaystyle z_ {1} = u_ {1} + iv_ {1} { text {and}} z_ {2} = u_ {2} + iv_ {2} { text {then}} z_ {1}, z_ {2}}$ являются независимыми комплексными нормальными образцами с нулевым средним и круговой симметрией. Их сложные отклонения ${ displaystyle operatorname {Var} | z_ {i} | = 2.}$

Плотностные функции

${ displaystyle r_ {i} Equiv | z_ {i} | = (u_ {i} ^ {2} + v_ {i} ^ {2}) ^ { frac {1} {2}}, ; ; i = 1,2}$ находятся Распределения Рэлея определяется как:

${ displaystyle f_ {r} (r_ {i}) = r_ {i} e ^ {- r_ {i} ^ {2} / 2} { text {of mean}} { sqrt { tfrac { pi } {2}}} { text {и дисперсия}} { frac {4- pi} {2}}}$

Переменная ${ Displaystyle у_ {я} эквив г_ {я} ^ {2}}$ явно хи-квадрат с двумя степенями свободы и PDF

${ displaystyle f_ {y_ {i}} (y_ {i}) = { tfrac {1} {2}} e ^ {- y_ {i} / 2} { text {среднего значения}} 2}$

Wells et. al.^[12] показывают, что функция плотности ${ Displaystyle S Equiv | z_ {1} z_ {2} |}$ является

${ Displaystyle f_ {s} (s) = sK_ {0} (s), ; ; s geq 0}$

и кумулятивная функция распределения ${ displaystyle s}$ является

${ Displaystyle P (a) = Pr [s leq a] = int _ {s = 0} ^ {a} sK_ {0} (s) ds = 1-aK_ {1} (a)}$

Таким образом, полярное представление продукта двух некоррелированных комплексных гауссовых выборок имеет вид

${ displaystyle f_ {s, theta} (s, theta) = f_ {s} (s) p _ { theta} ( theta) { text {где}} p ( theta) { text {это равномерное по}} [0,2 pi]}$.

Первый и второй моменты этого распределения находятся из интеграла в Нормальные распределения над

${ displaystyle m_ {1} = int _ {0} ^ { infty} s ^ {2} K_ {0} (s) , dx = 2 Gamma ^ {2} ({ tfrac {3} { 2}}) = 2 ({ tfrac { sqrt { pi}} {2}}) ^ {2} = { frac { pi} {2}}}$

${ displaystyle m_ {2} = int _ {0} ^ { infty} s ^ {3} K_ {0} (s) , dx = 2 ^ {2} Gamma ^ {2} ({ tfrac {4} {2}}) = 4}$

Таким образом, его дисперсия ${ displaystyle operatorname {Var} (s) = m_ {2} -m_ {1} ^ {2} = 4 - { frac { pi ^ {2}} {4}}}$.

Далее, плотность ${ Displaystyle Z Equiv s ^ {2} = {| r_ {1} r_ {2} |} ^ {2} = {| r_ {1} |} ^ {2} {| r_ {2} |} ^ {2} = г_ {1} г_ {2}}$ соответствует произведению двух независимых выборок хи-квадрат ${ displaystyle y_ {i}}$ каждая с двумя степенями свободы. Записывая их как масштабированные гамма-распределения ${ displaystyle f_ {y} (y_ {i}) = { tfrac {1} { theta Gamma (1)}} e ^ {- y_ {i} / theta} { text {with}} тета = 2}$ тогда, исходя из продуктов гамма ниже, плотность продукта равна

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { tfrac {1} {2}} K_ {0} ({ sqrt {z}}) { text {с ожиданием}} operatorname {E} (z) = 4}$

Независимые комплексные нецентральные нормальные распределения

Произведение нецентральных независимых комплексных гауссианов описано О’Доногью и Моурой.^[13] и образует двойную бесконечную серию модифицированные функции Бесселя первого и второго типов.

Гамма-распределения

Произведение двух независимых выборок гаммы, ${ displaystyle z = x_ {1} x_ {2}}$, определяя ${ displaystyle Gamma (x; k_ {i}, theta _ {i}) = { frac {x ^ {k_ {i} -1} e ^ {- x / theta _ {i}}} { Gamma (k_ {i}) theta _ {i} ^ {k_ {i}}}}}$, следует^[14]

${ Displaystyle { begin {align} p_ {Z} (z) & = { frac {2} { Gamma (k_ {1}) Gamma (k_ {2})}} { frac {z ^ { { frac {k_ {1} + k_ {2}} {2}} - 1}} { left ( theta _ {1} theta _ {2} right) ^ { frac {k_ {1} + k_ {2}} {2}}}} K_ {k_ {1} -k_ {2}} left (2 { sqrt { frac {z} { theta _ {1} theta _ {2} }}} right) & = { frac {2} { Gamma (k_ {1}) Gamma (k_ {2})}} { frac {y ^ {{ frac {k_ { 1} + k_ {2}} {2}} - 1}} { theta _ {1} theta _ {2}}} K_ {k_ {1} -k_ {2}} left (2 { sqrt {y}} right) { text {where}} y = { frac {z} { theta _ {1} theta _ {2}}} конец {выровнено}}}$

Бета-распределения

Nagar et. al.^[15] определить коррелированное двумерное бета-распределение

${ displaystyle f (x, y) = { frac {x ^ {a-1} y ^ {b-1} (1-x) ^ {b + c-1} (1-y) ^ {a + c-1}} {B (a, b, c) (1-xy) ^ {a + b + c}}}, ; ; ; 0$

где

${ Displaystyle B (a, b, c) = { гидроразрыва { Gamma (a) Gamma (b) Gamma (c)} { Gamma (a + b + c)}}}$

Тогда pdf Z = XY дан кем-то

${ displaystyle f_ {Z} (z) = { frac {B (a + c, b + c) z ^ {a-1} (1-z) ^ {c-1}} {B (a, b , c)}} {_ {2} F_ {1}} (a + c, a + c; a + b + 2c; 1-z), ; ; ; 0$