Симуляция одним распределением другого

Распределение

Геометрическое распределение с p = 3/4

Симуляция распределений

Распределение — одно из основных понятий теории вероятностей и математической статистики. Распределение вероятностей какой-либо случайной величины задается в простейшем случае указанием возможных значений этой величины и соответствующих им вероятностей, в более сложных — т. н. функцией распределения или плотностью вероятности.

Примеры распределений

• Биномиальное распределение
• Нормальное распределение
• Равномерное распределение

Симуляция распределений

Рассмотрим следующий случай. Допустим, у нас есть честная монета. А нам надо получить распределения с вероятностями [math]1/3[/math]. Проведем селдующий эксперимент. Подкинем монету дважды. И если выпадет два раза орел - эксперимент не удался, повторим его. Предположим, что у нас есть последовательность экспериментов. Вероятность успеха [math]p = \frac{3}{4}[/math]. Вероятность неудачи [math]q = 1 - p = \frac{1}{4}[/math] Сколько экспериментов будет проведено до того, как будет достигнут успех? Пусть случайная величина [math]X[/math] равна количествуэкспериментов, необходимых для достижения успеха. Тогда [math]X[/math] принимает значения [math]\{1,2,...\}[/math] и для [math] k \ge 1 [/math]

[math]{p}(X = k) = q^{k-1}p,[/math]

поскольку перед наступлением успешного эксперимента было проведено [math] k - 1 [/math] неуспешных. Распределение вероятности, удовлетворяющее этому уравнению называется геометрическим распределением. Так как [math] q \lt 1 [/math] можно посчитать математическое ожидание геометрического распределения.

[math]E(X) = \sum\limits_{k = 0}^{\infty}kq^{k-1}p = \frac{p}{q}\sum\limits_{k = 0}^{\infty}kq^{k} = \frac{p}{q} \frac{q}{(1 - q)^{2}} = \frac{1}{p} =\frac{1}{\frac{3}{4}} = \frac{4}{3}. [/math]

Дисперсия вычисляется аналогично.

[math]D(X) = \frac{q}{p^{2}} = \frac{4}{9} [/math]

Рассмотрим теперь общий случай. Допустим у нас есть распределение [math]p.[/math] Нам нужно получить распределение [math]q.[/math]:

• [math]p = \frac{1}{k}, q_1 [/math] и [math] q_2, q_1 + q_2 = 1.[/math] Проводим эксперимент, если попадаем в область пересекающуюся с [math] q_1 [/math] и [math] q_2,[/math] то увеличиваем ее и повторяем эксперимент. Вероятность неудачи на шаге — [math]\frac{1}{k}[/math] Математическое ожидание количества экспериментов — [math] \frac{k}{k-1}, max(\frac{k}{k-1}) = 2[/math] [math](k = 2) [/math]
• [math]p = \frac{1}{k}, q_j, \sum\limits_{j}q_j = 1. [/math] Повторим эксперимент [math] t [/math] раз. [math] k^t \ge 2n, t \ge \log\limits_{k}2n [/math] Отрезок разбился на [math] k^t [/math] отрезков. Стык будет не более, чем в половине отрезков. Математическое ожидание количества экспериментов [math] \approx 2t [/math]
• [math]p_i, \sum\limits_{i}p_i = 1, q_j, \sum\limits_{j}q_j = 1. [/math] Берем [math] p_i [/math] и пусть оно максимальной длины. Проводим [math] t [/math] экспериментов. [math]{p_i}^t \lt \frac{1}{2n}, [/math] все остальные еще меньше. Суммарная длина отрезков не больше [math]\frac{1}{2}.[/math] Нужно [math] t \ge \log\limits_{p}\frac{1}{2n} [/math]

Вывод: из любого исходного распределения можно получить любое нужное нам распределение.

См. также

• Условная вероятность
• Дискретная случайная величина
• Дисперсия случайной величины

Литература

• Боровков А.А. Математическая статистика: оценка параметров, проверка гипотез. - М., Физматлит, 1984.
• Т. Кормен, Ч. Лейзерсон, Р. Ривест, К. Штайн - Алгоритмы. Построение и анализ 1244c.