Mixture of discrete and continuous distributions
確率論 において 、 整流化ガウス分布(restricted goussian distribution)は、 ガウス分布 の負の要素を0にリセットした分布(電子 整流器 に類似)の変形である。これは本質的に、 打ち切り の結果として、 離散分布 (定数0)と 連続分布 ( 区間 の 切断ガウス分布 )が混在したものである 。 ( 0 , ∞ ) {\displaystyle (0,\infty )}
密度関数 正規分布から導かれたこの分布に従う 確率変数 X が と表示される 修正ガウス分布の 確率 密度関数は 、次のように与えられる。 N ( μ , σ 2 ) , {\displaystyle {\mathcal {N}}(\mu ,\sigma ^{2}),} X ∼ N R ( μ , σ 2 ) {\displaystyle X\sim {\mathcal {N}}^{\textrm {R}}(\mu ,\sigma ^{2})} f ( x ; μ , σ 2 ) = Φ ( − μ σ ) δ ( x ) + 1 2 π σ 2 e − ( x − μ ) 2 2 σ 2 U ( x ) . {\displaystyle f(x;\mu ,\sigma ^{2})=\Phi {\left(-{\frac {\mu }{\sigma }}\right)}\delta (x)+{\frac {1}{\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}}}\;e^{-{\frac {(x-\mu )^{2}}{2\sigma ^{2}}}}{\textrm {U}}(x).}
ガウス分布、修正ガウス分布、および切り捨てガウス分布の比較。 ここで、 は 標準正規分布の 累積分布関数 (cdf)であり 、
は ディラックのデルタ関数 であり 、は 単位ステップ関数 である 。 Φ ( x ) {\displaystyle \Phi (x)} Φ ( x ) = 1 2 π ∫ − ∞ x e − t 2 / 2 d t x ∈ R , {\displaystyle \Phi (x)={\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}\int _{-\infty }^{x}e^{-t^{2}/2}\,dt\quad x\in \mathbb {R} ,} δ ( x ) {\displaystyle \delta (x)} δ ( x ) = { + ∞ , x = 0 0 , x ≠ 0 {\displaystyle \delta (x)={\begin{cases}+\infty ,&x=0\\0,&x\neq 0\end{cases}}} U ( x ) {\displaystyle {\textrm {U}}(x)} U ( x ) = { 0 , x ≤ 0 , 1 , x > 0. {\displaystyle {\textrm {U}}(x)={\begin{cases}0,&x\leq 0,\\1,&x>0.\end{cases}}}
平均と分散 修正されていない正規分布は 平均 を持ち、修正された分布に変換すると、確率質量の一部がより高い値(負の値から0へ)に移動されるため、修正された分布の平均はより大きくなります。 μ {\displaystyle \mu } μ . {\displaystyle \mu .}
修正された分布は、確率質量の一部を残りの確率質量の方へ移動させることによって形成されるため、修正は 平均保存収縮 と分布の平均変化の固定シフトの組み合わせとなり、 分散 は減少する。したがって、修正された分布の分散は σ 2 . {\displaystyle \sigma ^{2}.}
価値を生み出す 計算的に値を生成するには、
s ∼ N ( μ , σ 2 ) , x = max ( 0 , s ) , {\displaystyle s\sim {\mathcal {N}}(\mu ,\sigma ^{2}),\quad x={\textrm {max}}(0,s),} その後
x ∼ N R ( μ , σ 2 ) . {\displaystyle x\sim {\mathcal {N}}^{\textrm {R}}(\mu ,\sigma ^{2}).}
応用 修正ガウス分布はガウス尤度と半共役であり、近年 因子分析 、特に(非負)修正因子分析に応用されている。Harva [1] は、因子が修正ガウス分布の混合に従う修正因子モデルの 変分学習 アルゴリズムを提案した。その後、Meng [2]は、因子が修正ガウス分布の ディリクレ過程 混合に従うギブスサンプリング解と組み合わせた無限修正因子モデルを提案し、 これを 遺伝子制御ネットワーク の再構築のための 計算生物学 に応用した。
一般境界への拡張 Palmerら[3] は、正規化ガウス分布の拡張を提案し、 任意の下限値と上限値の間での正規化を可能にしました。下限値と上限値に対して 、 累積分布関数は 次のように与えられます。 a {\displaystyle a} b {\displaystyle b} F R ( x | μ , σ 2 ) {\displaystyle F_{R}(x|\mu ,\sigma ^{2})}
F R ( x | μ , σ 2 ) = { 0 , x < a , Φ ( x | μ , σ 2 ) , a ≤ x < b , 1 , x ≥ b , {\displaystyle F_{R}(x|\mu ,\sigma ^{2})={\begin{cases}0,&x<a,\\\Phi (x|\mu ,\sigma ^{2}),&a\leq x<b,\\1,&x\geq b,\\\end{cases}}} ここで、は平均 と分散 を 持つ正規分布の累積分布関数です 。修正分布の平均と分散は、まず制約条件を標準正規分布に作用するように変換することによって計算されます。 Φ ( x | μ , σ 2 ) {\displaystyle \Phi (x|\mu ,\sigma ^{2})} μ {\displaystyle \mu } σ 2 {\displaystyle \sigma ^{2}}
c = a − μ σ , d = b − μ σ . {\displaystyle c={\frac {a-\mu }{\sigma }},\qquad d={\frac {b-\mu }{\sigma }}.} 変換された制約を使用すると、平均と分散は それぞれ 次のように与えられます。 μ R {\displaystyle \mu _{R}} σ R 2 {\displaystyle \sigma _{R}^{2}}
μ t = 1 2 π ( e ( − c 2 2 ) − e ( − d 2 2 ) ) + c 2 ( 1 + erf ( c 2 ) ) + d 2 ( 1 − erf ( d 2 ) ) , {\displaystyle \mu _{t}={\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}\left(e^{\left(-{\frac {c^{2}}{2}}\right)}-e^{\left(-{\frac {d^{2}}{2}}\right)}\right)+{\frac {c}{2}}\left(1+{\textrm {erf}}\left({\frac {c}{\sqrt {2}}}\right)\right)+{\frac {d}{2}}\left(1-{\textrm {erf}}\left({\frac {d}{\sqrt {2}}}\right)\right),} σ t 2 = μ t 2 + 1 2 ( erf ( d 2 ) − erf ( c 2 ) ) − 1 2 π ( ( d − 2 μ t ) e ( − d 2 2 ) − ( c − 2 μ t ) e ( − c 2 2 ) ) + ( c − μ t ) 2 2 ( 1 + erf ( c 2 ) ) + ( d − μ t ) 2 2 ( 1 − erf ( d 2 ) ) , {\displaystyle {\begin{aligned}\sigma _{t}^{2}&={\frac {\mu _{t}^{2}+1}{2}}\left({\textrm {erf}}\left({\frac {d}{\sqrt {2}}}\right)-{\textrm {erf}}\left({\frac {c}{\sqrt {2}}}\right)\right)-{\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}\left(\left(d-2\mu _{t}\right)e^{\left(-{\frac {d^{2}}{2}}\right)}-\left(c-2\mu _{t}\right)e^{\left(-{\frac {c^{2}}{2}}\right)}\right)\\&+{\frac {\left(c-\mu _{t}\right)^{2}}{2}}\left(1+{\textrm {erf}}\left({\frac {c}{\sqrt {2}}}\right)\right)+{\frac {\left(d-\mu _{t}\right)^{2}}{2}}\left(1-{\textrm {erf}}\left({\frac {d}{\sqrt {2}}}\right)\right),\end{aligned}}} μ R = μ + σ μ t , {\displaystyle \mu _{R}=\mu +\sigma \mu _{t},} σ R 2 = σ 2 σ t 2 , {\displaystyle \sigma _{R}^{2}=\sigma ^{2}\sigma _{t}^{2},} ここで、 erfは 誤差関数 です 。この分布は、Palmerらによって、容器内の液体の量など、0と容器の容量の両方で制限される物理資源レベルのモデル化に使用されました。
参照
参考文献 ^ Harva, M.; Kaban, A. (2007). 「変分学習による正規化因子分析☆」. 信号処理 . 87 (3): 509. doi :10.1016/j.sigpro.2006.06.006. ^ Meng, Jia; Zhang, Jianqiu (Michelle); Chen, Yidong; Huang, Yufei (2011). 「転写因子を介した制御ネットワークの再構築のためのベイズ非負因子分析」. Proteome Science . 9 (Suppl 1): S9. doi : 10.1186/1477-5956-9-S1-S9 . ISSN 1477-5956. PMC 3289087. PMID 22166063 . ^ Palmer, Andrew W.; Hill, Andrew J.; Scheding, Steven J. (2017). 「持続的な自律性のための確率的収集・補充(SCAR)最適化手法」. Robotics and Autonomous Systems . 87 : 51–65 . arXiv : 1603.01419 . doi : 10.1016/j.robot.2016.09.011 . ^ Sun, Jingchao; Kong, Maiying; Pal, Subhadip (2021年6月22日). 「修正半正規分布:特性と効率的なサンプリング手法」 (PDF) . Communications in Statistics - Theory and Methods . 52 (5): 1591– 1613. doi :10.1080/03610926.2021.1934700. ISSN 0361-0926. S2CID 237919587.
離散 一変数
連続 一変量
制限された間隔 でサポートされている 半無限 間隔 でサポートされている 実数直線 全体で サポートされている さまざまなタイプの サポート付き
混合 単変量
多変量 (ジョイント) 方向性 退化 と 特異性 家族