ガンマ分布の確率密度関数の導出と再生性

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【2023年3月5週】 【B000】数理統計学 【B040】連続型の確率分布

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本稿では、①確率変数のたたみこみによる方法、②モーメント母関数を用いる方法の2通りの方法で、互いに独立な指数分布に従う確率変数の和がガンマ分布に従うことを証明しています。また、モーメント母関数を用いてガンマ分布の再生性を証明しています。

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【命題】ガンマ分布の確率密度関数の導出:指数分布とガンマ分布の関係

【命題】
ガンマ分布の確率密度関数の導出:指数分布とガンマ分布の関係
Derivation of Gamma Distribution: Relationship between Exponential Distribution and Gamma Distribution

確率変数 X={X1,X2,,Xα} が互いに独立に指数分布 XiEx(β) に従うとき、 これらの確率変数の和 Wα=X1+X2++Xα は、 ガンマ分布 Ga(α,β) に従う。

導出法①:確率変数のたたみこみによる方法

導出

指数分布とガンマ分布の確率密度関数は、 f(x)={λeλx0x0otherg(w)={βαΓ(α)wα1eβw0w0other 以下、与えられた命題が成り立つことを、任意の正の整数 α に関する数学的帰納法によって示す。

(i)α=1 のとき
ガンマ分布の確率密度関数は、 g(x)=λ1Γ(1)x11eλx=λΓ(1)eλx ガンマ関数の性質 Γ(1)=1 より、 g(x)=λeλx=f(x) したがって、与えられた命題は成り立つ。

(ii)α=k のとき
与えられた命題が成り立つ、すなわち、
確率変数の和 Wk=X1+X2++Xk がガンマ分布 Ga(k,β) に従い、 Xk+1 が指数分布 Ex(β) に従い、かつ、互いに独立であるとすると、 2変数の和 Z=Wk+Xk+1 の確率密度関数は、 確率変数のたたみこみ h(z)=f(x)g(zx)dx より、 h(z)=0zβΓ(1)eβxβkΓ(k)(zx)k1eβ(zx)dx=βk+1Γ(k)eβz0z(zx)k1dx=βk+1Γ(k)eβz[1k(zx)k]0z=βk+1kΓ(k)zkeβz ガンマ関数の性質 Γ(k+1)=kΓ(k) より、 h(z)=βk+1Γ(k+1)z(k+1)1eβz したがって、与えられた命題は成り立つ。

(i)(ii)より、数学的帰納法によって、任意の正の整数 α に対し、与えられた命題は成り立つ。

導出法②:モーメント母関数を用いる方法

導出

指数分布のモーメント母関数の公式より、 MXi(θ)=ββθ モーメント母関数の性質 MY(θ)=i=1αMXi(θ) より、 MW(θ)=i=1αββθ=(ββθ)α これは、ガンマ分布のモーメント母関数なので、モーメント母関数の一意性により、
確率変数の和 W は、ガンマ分布 Ga(α,β) に従う。

【定理】ガンマ分布の再生性

【定理】
ガンマ分布の再生性
Reproductive Property of Gamma Distribution

確率変数 X,Y がそれぞれ独立にガンマ分布 XGa(α1,β)YGa(α2,β) に従うとき、 確率変数 XY の和を Z=X+Y とすると、 新たな確率変数 Z は、ガンマ分布 ZGa(α1+α2,β) に従う。 ただし、パラメータ β が異なる場合はこの命題は成り立たない。

証明

証明

ガンマ分布のモーメント母関数の公式より、 MX(θ)=(ββθ)α1MY(θ)=(ββθ)α2 モーメント母関数の性質 MZ(θ)=MX(θ)MY(θ) より、 MZ(θ)=(ββθ)α1(ββθ)α2=(ββθ)α1+α2 これは、ガンマ分布のモーメント母関数 MX(θ)=(ββθ)α において、 αα1+α2XZ と置き換えたものとみなすことができる。 したがって、モーメント母関数の一意性により、確率変数 Z は、ガンマ分布 ZGa(α1+α2,β) に従う。

参考文献

  • 野田 一雄, 宮岡 悦良 著. 入門・演習数理統計. 共立出版, 1990, p.137, p.140

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大学時代に読書の面白さに気づいて以来、読書や勉強を通じて、興味をもったことや新しいことを学ぶことが生きる原動力。そんな人間が、その時々に学んだことを備忘録兼人生の軌跡として記録しているブログです。

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