2017 Q5(3)
独立した二つの自由度1のカイ二乗分布の差を幾何平均と2でスケールした式の確率密度関数を導出しました。
コード
Tについてシミュレーションし、確率密度関数と一致するか確認をします。
# 2017 Q5(3) 2024.11.10
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# サンプルサイズ
n_samples = 100000
# 自由度1のカイ二乗分布からサンプルを生成
X = np.random.chisquare(df=1, size=n_samples)
Y = np.random.chisquare(df=1, size=n_samples)
# 確率変数 T = (X - Y) / (2 * sqrt(X * Y)) の計算
T = (X - Y) / (2 * np.sqrt(X * Y))
# 理論的な確率密度関数 h(t) の定義
def theoretical_h(t):
return 1 / (np.pi * (1 + t**2))
# x 軸の範囲を設定し、h(t) を計算
x = np.linspace(-10, 10, 100)
h_t = theoretical_h(x)
# グラフの描画
plt.hist(T, bins=200, density=True, alpha=0.5, range=(-10, 10), label='シミュレーションによる $T$')
plt.plot(x, h_t, 'r-', label='理論的な $h(t) = \\frac{1}{\\pi(1+t^2)}$')
plt.xlabel('$T$')
plt.ylabel('密度')
plt.legend()
plt.title('確率変数 $T$ のシミュレーションと理論密度関数')
plt.show()
Tの分布は確率密度関数と一致することが確認できました。
なお、Tの分布は標準コーシー分布と呼ばれます。
2017 Q5(2)
独立した二つの自由度1のカイ二乗分布の比の確率密度関数を導出し、F(1,1)分布と同じであることを確認しました。
コード
Sについてシミュレーションし、確率密度関数と一致するか確認をします。
# 2017 Q5(2) 2024.11.9
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# サンプルサイズ
n_samples = 100000
# 自由度1のカイ二乗分布からサンプルを生成
X = np.random.chisquare(df=1, size=n_samples)
Y = np.random.chisquare(df=1, size=n_samples)
# 確率変数 S = X / Y の計算
S = X / Y
# 理論的な確率密度関数 g(s) の定義
def theoretical_g(s):
return (1 / (np.pi * np.sqrt(s) * (1 + s)))
# x 軸の範囲を設定し、g(s) を計算
x = np.linspace(0.01, 10, 100) # 0.01から10の範囲に制限
g_s = theoretical_g(x)
# ヒストグラムの描画
plt.hist(S, bins=200, density=True, alpha=0.5, range=(0, 10), label='シミュレーションによる $S=X/Y$')
plt.plot(x, g_s, 'r-', label='理論的な $g(s) = \\frac{1}{\\pi \\sqrt{s}} \\cdot \\frac{1}{1+s}$')
plt.xlabel('$S$')
plt.ylabel('密度')
plt.legend()
plt.title('確率変数 $S=X/Y$ のシミュレーションと理論密度関数')
plt.show()
Sの分布は確率密度関数と一致することが確認できました。
2017 Q5(1)
標準正規分布から自由度1のカイ二乗分布の確率密度関数を導出しました。
コード
Vについてシミュレーションし、確率密度関数と一致するか確認をします。
# 2017 Q5(1) 2024.11.8
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# サンプルサイズ
n_samples = 10000
# 標準正規分布 N(0, 1) からサンプルを生成
Z = np.random.normal(0, 1, n_samples)
# Z を二乗して V を計算
V = Z**2
# 導いた理論的な確率密度関数 f(v) の定義
def theoretical_pdf(v):
return (1 / np.sqrt(2 * np.pi)) * (1 / np.sqrt(v)) * np.exp(-v / 2)
# x 軸の範囲を設定し、f(v) を計算
x = np.linspace(0.01, 10, 100) # 0に近い値での計算エラーを避けるため0.01から
f_v = theoretical_pdf(x)
# ヒストグラムの描画
plt.hist(V, bins=200, density=True, alpha=0.5, label='シミュレーションによる $V=Z^2$')
plt.plot(x, f_v, 'r-', label='理論的な $f(v) = \\frac{1}{\\sqrt{2\\pi}} \\cdot \\frac{1}{\\sqrt{v}} e^{-v/2}$')
plt.xlabel('$V$')
plt.ylabel('密度')
plt.legend()
plt.title('自由度1のカイ二乗分布に従う $V=Z^2$ のシミュレーションと理論密度関数')
plt.show()
Vの分布は確率密度関数と一致することが確認できました。
2018 Q1(3)
カイ二乗分布の平方根の期待値と標本標準偏差の期待値を求めました。不偏分散の期待値は母分散なのにその平方根の期待値は母標準偏差にはならないのが面白い。
コード
数式を使って期待値E[√Y]とE[S]を求めます。
# 2018 Q1(3) 2024.10.3
import sympy as sp
# 変数の定義
y, n, sigma = sp.symbols('y n sigma', positive=True)
k = n - 1 # 自由度
# カイ二乗分布の確率密度関数 g(y)
g_y = (1/2)**(k/2) * y**(k/2 - 1) * sp.exp(-y/2) / sp.gamma(k/2)
# 平方根の期待値 E[√Y] の積分を計算
E_sqrt_Y = sp.integrate(sp.sqrt(y) * g_y, (y, 0, sp.oo))
# 標本標準偏差 S の期待値 E[S] を計算
E_S = sigma * E_sqrt_Y / sp.sqrt(n-1)
# 結果の表示
display(E_sqrt_Y.simplify()) # E[√Y] の表示
display(E_S.simplify()) # E[S] の表示
余分な1.0^nが含まれますが手計算と一致しました。
次に、期待値E[√Y]とE[S]を数値シミュレーションで求めてみます。
# 2018 Q1(3) 2024.10.3
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
from scipy.special import gamma
# パラメータ設定
n = 10 # サンプルサイズ (自由度は n-1)
degrees_of_freedom = n - 1 # 自由度
sigma = 2 # 母標準偏差
num_simulations = 10000 # シミュレーションの回数
# カイ二乗分布に従う乱数を生成
chi_squared_samples = np.random.chisquare(df=degrees_of_freedom, size=num_simulations)
# 平方根 E[√Y] のシミュレーション
sqrt_Y_simulation = np.mean(np.sqrt(chi_squared_samples))
# 標本標準偏差 S のシミュレーション
S_simulation = np.mean(sigma * np.sqrt(chi_squared_samples / (n - 1)))
# 理論値 E[√Y] と E[S] の計算
E_sqrt_Y_theoretical = np.sqrt(2) * gamma(n / 2) / gamma((n - 1) / 2)
E_S_theoretical = sigma * np.sqrt(2 / (n - 1)) * gamma(n / 2) / gamma((n - 1) / 2)
# 結果表示
print(f"平方根 E[√Y] の理論値: {E_sqrt_Y_theoretical:.4f}")
print(f"平方根 E[√Y] のシミュレーション結果: {sqrt_Y_simulation:.4f}")
print(f"標本標準偏差 E[S] の理論値: {E_S_theoretical:.4f}")
print(f"標本標準偏差 E[S] のシミュレーション結果: {S_simulation:.4f}")
# ヒストグラムの描画
plt.figure(figsize=(10, 6))
# 平方根 E[√Y] のヒストグラム
plt.hist(np.sqrt(chi_squared_samples), bins=50, alpha=0.5, color='b', edgecolor='black', label='sqrt(Y) サンプル', density=True)
# 標本標準偏差 E[S] のヒストグラム
plt.hist(sigma * np.sqrt(chi_squared_samples / (n - 1)), bins=50, alpha=0.5, color='r', edgecolor='black', label='S サンプル', density=True)
# 平方根 E[√Y] の理論値の線
plt.axvline(E_sqrt_Y_theoretical, color='blue', linestyle='dashed', linewidth=2, label='理論 E[√Y]')
# 標本標準偏差 E[S] の理論値の線
plt.axvline(E_S_theoretical, color='red', linestyle='dashed', linewidth=2, label='理論 E[S]')
# グラフの設定
plt.title('平方根 E[√Y] と 標本標準偏差 E[S] の分布')
plt.xlabel('値')
plt.ylabel('頻度')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()
平方根 E[√Y] の理論値: 2.9180
平方根 E[√Y] のシミュレーション結果: 2.9222
標本標準偏差 E[S] の理論値: 1.9453
標本標準偏差 E[S] のシミュレーション結果: 1.9481
シミュレーションによる期待値E[√Y]とE[S]は理論値に近い値をとりました。E[S^2]=σ^2であっても面白いことにE[S]=σにはならない。上の例ではσ=2ですがシミュレーションと一致しません。標本標準偏差 Sは母標準偏差 σの不偏推定量ではないためです。
2018 Q1(2)-2
不偏分散の分散を求めました。
コード
数値シミュレーションにより標本分散の分散を求めてみます。
# 2018 Q1(2) 2024.10.2
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# パラメータ設定
sigma = 2 # 母分散の標準偏差
sigma_squared = sigma ** 2 # 母分散
n = 30 # サンプルサイズ
num_simulations = 10000 # シミュレーションの回数
# 理論上の標本分散の分散 Var(S^2)
theoretical_variance = (2 * sigma_squared ** 2) / (n - 1)
# シミュレーション結果を保存するリスト
sample_variances = []
# シミュレーションを繰り返す
for _ in range(num_simulations):
# 正規分布 N(0, sigma^2) に従うサンプルを生成
sample = np.random.normal(0, sigma, n)
# 標本平均
sample_mean = np.mean(sample)
# 標本分散 (S^2)
sample_variance = np.sum((sample - sample_mean) ** 2) / (n - 1)
# 計算した標本分散をリストに追加
sample_variances.append(sample_variance)
# サンプル分散の分散を計算
empirical_variance = np.var(sample_variances)
# 結果表示
print(f"理論的な標本分散の分散: {theoretical_variance:.4f}")
print(f"シミュレーションで得られた標本分散の分散: {empirical_variance:.4f}")
# ヒストグラムを描画して標本分散の分布を確認
plt.hist(sample_variances, bins=50, alpha=0.7, color='b', edgecolor='black')
plt.axvline(np.mean(sample_variances), color='r', linestyle='dashed', linewidth=2, label='平均分散')
plt.title('標本分散の分布')
plt.xlabel('標本分散 S^2')
plt.ylabel('頻度')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()
理論的な標本分散の分散: 1.1034
シミュレーションで得られた標本分散の分散: 1.1286
標本分散の分散は理論値に近い値になりました。
2018 Q1(2)-1
カイ二乗分布の分散を求めました。
コード
数値シミュレーションにより、n=10(自由度9)のカイ二乗分布の期待値と分散を求めてみます。
# 2018 Q1(2) 2024.10.2
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# パラメータ設定
n = 10 # サンプルサイズ (自由度は n-1)
degrees_of_freedom = n - 1 # 自由度
num_simulations = 10000 # シミュレーションの回数
# カイ二乗分布に従うランダム変数を生成
chi_squared_samples = np.random.chisquare(df=degrees_of_freedom, size=num_simulations)
# 期待値と分散を計算
empirical_mean = np.mean(chi_squared_samples)
empirical_variance = np.var(chi_squared_samples)
# 理論値
theoretical_mean = degrees_of_freedom # 期待値 E[Y] = n-1
theoretical_variance = 2 * degrees_of_freedom # 分散 Var(Y) = 2(n-1)
# 結果表示
print(f"カイ二乗分布の期待値 (理論): {theoretical_mean:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の期待値 (シミュレーション): {empirical_mean:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の分散 (理論): {theoretical_variance:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の分散 (シミュレーション): {empirical_variance:.4f}")
# ヒストグラムを描画して確認
plt.hist(chi_squared_samples, bins=50, alpha=0.7, color='b', edgecolor='black')
plt.axvline(empirical_mean, color='r', linestyle='dashed', linewidth=2, label='シミュレーション平均')
plt.axvline(theoretical_mean, color='g', linestyle='dashed', linewidth=2, label='理論平均')
plt.title('カイ二乗分布 (自由度 10-1)')
plt.xlabel('値')
plt.ylabel('頻度')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()
カイ二乗分布の期待値 (理論): 9.0000
カイ二乗分布の期待値 (シミュレーション): 8.9728
カイ二乗分布の分散 (理論): 18.0000
カイ二乗分布の分散 (シミュレーション): 18.3530
期待値と分散は理論値に近い値になりました。
2018 Q1(2)
カイ二乗分布の期待値を求めました。
コード
数値シミュレーションにより、n=10(自由度9)のカイ二乗分布の期待値と分散を求めてみます。
# 2018 Q1(2) 2024.10.2
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# パラメータ設定
n = 10 # サンプルサイズ (自由度は n-1)
degrees_of_freedom = n - 1 # 自由度
num_simulations = 10000 # シミュレーションの回数
# カイ二乗分布に従うランダム変数を生成
chi_squared_samples = np.random.chisquare(df=degrees_of_freedom, size=num_simulations)
# 期待値と分散を計算
empirical_mean = np.mean(chi_squared_samples)
empirical_variance = np.var(chi_squared_samples)
# 理論値
theoretical_mean = degrees_of_freedom # 期待値 E[Y] = n-1
theoretical_variance = 2 * degrees_of_freedom # 分散 Var(Y) = 2(n-1)
# 結果表示
print(f"カイ二乗分布の期待値 (理論): {theoretical_mean:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の期待値 (シミュレーション): {empirical_mean:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の分散 (理論): {theoretical_variance:.4f}")
print(f"カイ二乗分布の分散 (シミュレーション): {empirical_variance:.4f}")
# ヒストグラムを描画して確認
plt.hist(chi_squared_samples, bins=50, alpha=0.7, color='b', edgecolor='black')
plt.axvline(empirical_mean, color='r', linestyle='dashed', linewidth=2, label='シミュレーション平均')
plt.axvline(theoretical_mean, color='g', linestyle='dashed', linewidth=2, label='理論平均')
plt.title('カイ二乗分布 (自由度 10-1)')
plt.xlabel('値')
plt.ylabel('頻度')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()
カイ二乗分布の期待値 (理論): 9.0000
カイ二乗分布の期待値 (シミュレーション): 8.9728
カイ二乗分布の分散 (理論): 18.0000
カイ二乗分布の分散 (シミュレーション): 18.3530
期待値と分散は理論値に近い値になりました。
次に、数値シミュレーションにより標本分散の分散を求めてみます。
# 2018 Q1(2) 2024.10.2
import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
# パラメータ設定
sigma = 2 # 母分散の標準偏差
sigma_squared = sigma ** 2 # 母分散
n = 30 # サンプルサイズ
num_simulations = 10000 # シミュレーションの回数
# 理論上の標本分散の分散 Var(S^2)
theoretical_variance = (2 * sigma_squared ** 2) / (n - 1)
# シミュレーション結果を保存するリスト
sample_variances = []
# シミュレーションを繰り返す
for _ in range(num_simulations):
# 正規分布 N(0, sigma^2) に従うサンプルを生成
sample = np.random.normal(0, sigma, n)
# 標本平均
sample_mean = np.mean(sample)
# 標本分散 (S^2)
sample_variance = np.sum((sample - sample_mean) ** 2) / (n - 1)
# 計算した標本分散をリストに追加
sample_variances.append(sample_variance)
# サンプル分散の分散を計算
empirical_variance = np.var(sample_variances)
# 結果表示
print(f"理論的な標本分散の分散: {theoretical_variance:.4f}")
print(f"シミュレーションで得られた標本分散の分散: {empirical_variance:.4f}")
# ヒストグラムを描画して標本分散の分布を確認
plt.hist(sample_variances, bins=50, alpha=0.7, color='b', edgecolor='black')
plt.axvline(np.mean(sample_variances), color='r', linestyle='dashed', linewidth=2, label='平均分散')
plt.title('標本分散の分布')
plt.xlabel('標本分散 S^2')
plt.ylabel('頻度')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()
理論的な標本分散の分散: 1.1034
シミュレーションで得られた標本分散の分散: 1.1286
標本分散の分散は理論値に近い値になりました。