本稿では、連続一様分布を平方変換したときの確率密度関数、累積分布関数、期待値・分散を導出しています。東京大学教養学部統計学教室(1991)『基礎統計学 1 統計学入門』 練習問題5.6の解答としてご覧いただけます。
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【命題】連続一様分布の平方変換
【定理・命題・公式】
連続一様分布の平方変換
Square Conversion of Continuous Uniform Distribution
確率変数 $X$ が一様分布 \begin{align} \mathrm{U} \left(0,1\right) \end{align} に従うとき、 平方変換した確率変数 \begin{align} Y=X^2 \end{align} の確率密度関数、累積分布関数、期待値、分散は、 \begin{gather} f \left(x\right)= \left\{\begin{matrix}\displaystyle\frac{1}{2\sqrt y}&0 \le y \le 1\\0&\mathrm{other}\\\end{matrix}\right.\\ F \left(x\right)= \left\{\begin{matrix}0&y \lt 0\\\sqrt y&0 \le y \le 1\\1&1 \lt y\\\end{matrix}\right.\\ E \left(Y\right)=\frac{1}{3}\\ V \left(Y\right)=\frac{4}{45} \end{gather} で与えられる。
導出:確率密度関数と累積分布関数
連続一様分布の確率密度関数と累積分布関数は、 \begin{gather} f \left(x\right)= \left\{\begin{matrix}1&0 \le x \le 1\\0&\mathrm{other}\\\end{matrix}\right.\\ F \left(x\right)= \left\{\begin{matrix}0&x \lt 0\\x&0 \le x \le 1\\1&1 \lt x\\\end{matrix}\right. \end{gather} 確率変数 $Y$ の取り得る値の範囲は、 \begin{align} 0 \le x \le 1\Rightarrow0 \le y \le 1 \end{align} 確率変数 $Y$ の累積分布関数を $G \left(y\right)$ とすると、累積分布関数の定義式 $F \left(x\right)=P \left(X \le x\right)$ より、 \begin{align} G \left(y\right)&=P \left(Y \le y\right)\\ &=P \left(X^2 \le y\right)\\ &=P \left(-\sqrt y \le X \le \sqrt y\right) \end{align} $X$ の取り得る値の範囲は、$0 \le x \le 1$ だから、 \begin{align} G \left(y\right)=P \left(0 \le X \le \sqrt y\right) \end{align} 累積分布関数の定義式 $G \left(x\right)=P \left(X \le x\right)$ より、確率変数 $X$ の累積分布関数を $F \left(x\right)$ とすると、 \begin{align} G \left(y\right)&=F \left(\sqrt y\right)-F \left(0\right)\\ &=\sqrt y \end{align} 確率密度関数を $g \left(y\right)$ とすると、累積分布関数と確率密度関数との関係式 $f \left(x\right)=\frac{d}{dx}F \left(x\right)$ より、 \begin{align} g \left(y\right)&=\frac{d}{dy}\sqrt y\\ &=\frac{1}{2\sqrt y} \end{align} $\blacksquare$
導出:期待値と分散
(a)期待値
期待値の定義式 $E \left(X\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x \cdot f \left(x\right)dx}$ より、
\begin{align}
E \left(Y\right)&=\int_{0}^{1}{y \cdot f_Y \left(y\right)dy}\\
&=\int_{0}^{1}{y \cdot \frac{1}{2\sqrt y}dy}\\
&=\frac{1}{2}\int_{0}^{1}{\sqrt y d y}\\
&=\frac{1}{2} \left[\frac{2}{3}y^\frac{3}{2}\right]_0^1\\
&=\frac{1}{2} \cdot \frac{2}{3} \left(1-0\right)\\
&=\frac{1}{3}
\end{align}
$\blacksquare$
(b)分散
2乗の期待値の定義式 $E \left(X^2\right)=\int_{-\infty}^{\infty}{x^2 \cdot f \left(x\right)dx}$ より、
\begin{align}
E \left(Y^2\right)&=\int_{0}^{1}{y^2 \cdot \frac{1}{2\sqrt y}dy}\\
&=\frac{1}{2}\int_{0}^{1}{y^\frac{3}{2}dy}\\
&=\frac{1}{2} \left[\frac{2}{5}y^\frac{5}{2}\right]_0^1\\
&=\frac{1}{2} \cdot \frac{2}{5} \left(1-0\right)\\
&=\frac{1}{5}
\end{align}
分散の公式 $V \left(X\right)=E \left(X^2\right)- \left\{E \left(X\right)\right\}^2$ より、
\begin{align}
V \left(Y\right)&=\frac{1}{5}-\frac{1}{9}\\
&=\frac{4}{45}
\end{align}
$\blacksquare$
参考文献
- 東京大学教養学部統計学教室 編. 基礎統計学 1 統計学入門. 東京大学出版会, 1991, p.107 練習問題5.6
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