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2019 Q5(4)

前問の式をグラフに描画しました。

 

コード

グラフをプロットします。

# 2019 Q5(4)  2024.9.30

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# μハット(事後分布のモード)を計算する関数
def mu_hat(y_mean, lambd, xi, n):
    if y_mean > xi:
        return max(y_mean - lambd / n, xi)
    elif y_mean < xi:
        return min(y_mean + lambd / n, xi)
    else:
        return xi

# パラメータ設定
xi = 0  # ラプラス分布の中央値
lambd = 1  # スケールパラメータ
n_samples = 5  # サンプル数

# ȳ(観測データの平均)の範囲を設定 (-1 から 1)
y_mean_values = np.linspace(-1, 1, 500)

# μハットの値を計算
mu_hat_values = [mu_hat(y_mean, lambd, xi, n_samples) for y_mean in y_mean_values]

# グラフをプロット
plt.plot(y_mean_values, mu_hat_values, label='μハット (事後分布のモード)', color='red')
plt.plot(y_mean_values, y_mean_values, label='ȳ (標本平均)', color='blue', linestyle='--')
plt.title(f'標本平均 ȳ と 推定値 μハットの比較 (ξ = {xi}, λ = {lambd}, n = {n_samples})')
plt.xlabel('ȳ (標本平均)')
plt.ylabel('μハット (推定値)')
plt.legend()
plt.grid(True)
plt.show()

\bar{y}がξに近いとき、\hat{\mu}はξになるという特徴があるようです。

2019 Q5(3)

前問の事後確率密度関数の最大値を取る期待値μを求めました。

 

コード

対数事後分布 h(μ)と、その第1項(観測データに基づく項)および第2項(事前分布に基づく項)のグラフを描画します。パラメータ ξ を 1 または 5、スケールパラメータ λ を 25 または 50 として、それぞれの組み合わせで描画します。

# 2019 Q5(3)  2024.9.29

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# 対数事後分布の第1項: 観測データに基づく項
def h_term1(mu, y):
    n = len(y)
    y_mean = np.mean(y)
    return -0.5 * n * (mu - y_mean)**2

# 対数事後分布の第2項: 事前分布に基づく項
def h_term2(mu, lambd, xi):
    return -lambd * np.abs(mu - xi)

# 対数事後分布 h(μ) の定義
def h(mu, y, lambd, xi):
    return h_term1(mu, y) + h_term2(mu, lambd, xi)

# μハット(事後分布のモード)を計算
def mu_hat(y_mean, lambd, xi, n):
    if y_mean > xi:
        return max(y_mean - lambd / n, xi)
    elif y_mean < xi:
        return min(y_mean + lambd / n, xi)
    else:
        return xi

# パラメータ設定のリスト (xi, lambd) の組み合わせ
params = [(1, 25), (1, 50), (5, 25), (5, 50)]
n_samples = 20  # サンプル数
mu_values = np.linspace(0, 6, 500)  # μの範囲

# グラフを4つ表示するための設定
fig, axes = plt.subplots(2, 2, figsize=(12, 10))

for i, (xi, lambd) in enumerate(params):
    # 観測データを生成して、平均を3に調整
    np.random.seed(43)
    y = np.random.normal(loc=3, scale=1, size=n_samples)
    y_mean = np.mean(y)
    
    # μハットを計算
    mu_hat_value = mu_hat(y_mean, lambd, xi, n_samples)

    # 各項の計算
    h_values = h(mu_values, y, lambd, xi)
    h_term1_values = h_term1(mu_values, y)
    h_term2_values = h_term2(mu_values, lambd, xi)

    # サブプロットに描画
    ax = axes[i//2, i%2]
    ax.plot(mu_values, h_values, label='h(μ)', color='orange')
    ax.plot(mu_values, h_term1_values, label='第1項: -n/2 (μ - ȳ)²', color='blue')
    ax.plot(mu_values, h_term2_values, label='第2項: -λ|μ - ξ|', color='green')
    
    # μハットを縦線でプロット
    ax.axvline(mu_hat_value, color='red', linestyle='--', label=f'μハット = {mu_hat_value:.2f}')

    # グラフのタイトル
    ax.set_title(f'ξ = {xi}, λ = {lambd}, ȳ = {y_mean:.2f}, n = {n_samples}')
    ax.set_xlabel('μ')
    ax.set_ylabel('値')
    ax.legend()
    ax.grid(True)

# グラフを描画
plt.tight_layout()
plt.show()

対数事後分布 h(μ)が最大値を取るμハットが

であることが確認できました。

2019 Q5(2)

ラプラス分布に従う確率変数μを母平均とする正規分布の観測値からμの事後確率密度関数を求めました。

 

コード

数式を使って事後確率密度関数g(μ|y)を求めます。

# 2019 Q5(2)  2024.9.28

import sympy as sp

# シンボリック変数の定義
mu, xi, lambd, n = sp.symbols('mu xi lambda n')
y = sp.IndexedBase('y')
i = sp.symbols('i', integer=True)

# ラプラス分布の事前分布
laplace_prior = (lambd / 2) * sp.exp(-lambd * sp.Abs(mu - xi))

# 正規分布の尤度関数
likelihood = (1 / (2 * sp.pi)**(n / 2)) * sp.exp(-sp.Sum((y[i] - mu)**2 / 2, (i, 1, n)))

# 事後分布 (比例定数は無視)
posterior = laplace_prior * likelihood

# 結果を簡略化
posterior_simplified = sp.simplify(posterior)

# 結果を表示
posterior_simplified

形は少し違いますが手計算の結果と一致しました。

次に、事前分布と事後分布の確率密度関数をプロットします。比較しやすいように事後分布は正規化します。また事前分布がない場合として尤度関数も重ねて描画してみましょう。

# 2019 Q5(2)  2024.9.28

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt
from scipy.integrate import simps

# 事前分布(ラプラス分布)の定義
def laplace_prior(mu, xi, lambd):
    return (lambd / 2) * np.exp(-lambd * np.abs(mu - xi))

# 事後分布(正規化定数は省略)
def posterior_example(mu, y, xi, lambd):
    n = len(y)
    y_mean = np.mean(y)
    sum_y = np.sum((y - y_mean)**2)
    
    # 解答例の事後分布
    return (lambd / (2 * (2 * np.pi)**(n / 2))) * np.exp(-0.5 * (sum_y + n * (mu - y_mean)**2) - lambd * np.abs(mu - xi))

# 尤度関数(事前分布がない場合)
def likelihood(mu, y):
    n = len(y)
    y_mean = np.mean(y)
    return np.exp(-0.5 * n * (mu - y_mean)**2)

# パラメータ設定
xi = 0  # ラプラス分布の中央値
lambd = 1  # スケールパラメータ
n_samples = 20  # サンプル数

# 観測データを生成
np.random.seed(43)
y = np.random.normal(loc=0, scale=1, size=n_samples)

# μの範囲を設定
mu_values = np.linspace(-3, 3, 500)

# 事前分布の計算
prior_values = laplace_prior(mu_values, xi, lambd)

# 事後分布の計算(事前分布あり)
posterior_values_example = posterior_example(mu_values, y, xi, lambd)

# 尤度関数の計算(事前分布なし)
likelihood_values = likelihood(mu_values, y)

# 事後分布と尤度関数を正規化
area_under_curve_example = simps(posterior_values_example, mu_values)  # 数値積分
posterior_values_example /= area_under_curve_example  # 正規化

area_under_likelihood = simps(likelihood_values, mu_values)  # 数値積分
likelihood_values /= area_under_likelihood  # 正規化

# グラフをプロット
plt.plot(mu_values, prior_values, label='事前分布 (ラプラス分布)', color='blue')
plt.plot(mu_values, posterior_values_example, label='事後分布', color='purple')
plt.plot(mu_values, likelihood_values, label='尤度関数(事前分布なし)', color='green', linestyle='--')
plt.title('事前分布、事後分布、および事前分布がない場合の尤度関数の比較')
plt.xlabel('μ')
plt.ylabel('確率密度')
plt.legend()
plt.show()

事後分布は事前分布と尤度関数の中間的な形をとっていることが分かります。

2019 Q5(1)-2

ラプラス分布の分散を求めました。

 

コード

ξ=0,λ=1のラプラス分布 g(\mu) = \frac{\lambda}{2} \exp\left(-\lambda |\mu - \xi|\right) の期待値E[μ]と分散V[μ]を求めます。

# 2019 Q5(1)  2024.9.27

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# パラメータの設定
xi = 0  # 理論的な期待値
lambda_ = 1  # スケールパラメータ
n_samples = 10000  # サンプル数

# ラプラス分布からランダムサンプルを生成
samples = np.random.laplace(loc=xi, scale=1/lambda_, size=n_samples)

# シミュレーションの期待値と分散を計算
sample_mean = np.mean(samples)
sample_variance = np.var(samples)

# 理論値
theoretical_mean = xi
theoretical_variance = 2 / lambda_**2

# 理論値とシミュレーション値を出力
print(f"シミュレーションによる期待値 E[μ]: {sample_mean}")
print(f"理論的な期待値 E[μ]: {theoretical_mean}")
print(f"シミュレーションによる分散 V[μ]: {sample_variance}")
print(f"理論的な分散 V[μ]: {theoretical_variance}")

# 理論的なラプラス分布のPDFを描画
mu_values = np.linspace(-10, 10, 1000)
pdf_values = (lambda_ / 2) * np.exp(-lambda_ * np.abs(mu_values - xi))

# ヒストグラムの描画
plt.hist(samples, bins=50, density=True, alpha=0.6, color='g', label='シミュレーションデータ')

# 理論的なPDFを線で描画
plt.plot(mu_values, pdf_values, 'r-', lw=2, label='理論的なPDF')

# グラフの設定
plt.title('ラプラス分布:シミュレーション vs 理論的なPDF')
plt.xlabel('値')
plt.ylabel('密度')
plt.legend()
plt.show()
シミュレーションによる期待値 E[μ]: -8.093411765355611e-05
理論的な期待値 E[μ]: 0
シミュレーションによる分散 V[μ]: 2.043434597873531
理論的な分散 V[μ]: 2.0

シミュレーションによる期待値E[μ]と分散V[μ]は理論値に近い値をとりました。

2019 Q5(1)-1

ラプラス分布の期待値を求めました。

 

コード

ξ=0,λ=1のラプラス分布 g(\mu) = \frac{\lambda}{2} \exp\left(-\lambda |\mu - \xi|\right) の期待値E[μ]と分散V[μ]を求めます。

# 2019 Q5(1)  2024.9.27

import numpy as np
import matplotlib.pyplot as plt

# パラメータの設定
xi = 0  # 理論的な期待値
lambda_ = 1  # スケールパラメータ
n_samples = 10000  # サンプル数

# ラプラス分布からランダムサンプルを生成
samples = np.random.laplace(loc=xi, scale=1/lambda_, size=n_samples)

# シミュレーションの期待値と分散を計算
sample_mean = np.mean(samples)
sample_variance = np.var(samples)

# 理論値
theoretical_mean = xi
theoretical_variance = 2 / lambda_**2

# 理論値とシミュレーション値を出力
print(f"シミュレーションによる期待値 E[μ]: {sample_mean}")
print(f"理論的な期待値 E[μ]: {theoretical_mean}")
print(f"シミュレーションによる分散 V[μ]: {sample_variance}")
print(f"理論的な分散 V[μ]: {theoretical_variance}")

# 理論的なラプラス分布のPDFを描画
mu_values = np.linspace(-10, 10, 1000)
pdf_values = (lambda_ / 2) * np.exp(-lambda_ * np.abs(mu_values - xi))

# ヒストグラムの描画
plt.hist(samples, bins=50, density=True, alpha=0.6, color='g', label='シミュレーションデータ')

# 理論的なPDFを線で描画
plt.plot(mu_values, pdf_values, 'r-', lw=2, label='理論的なPDF')

# グラフの設定
plt.title('ラプラス分布:シミュレーション vs 理論的なPDF')
plt.xlabel('値')
plt.ylabel('密度')
plt.legend()
plt.show()
シミュレーションによる期待値 E[μ]: -8.093411765355611e-05
理論的な期待値 E[μ]: 0
シミュレーションによる分散 V[μ]: 2.043434597873531
理論的な分散 V[μ]: 2.0

シミュレーションによる期待値E[μ]と分散V[μ]は理論値に近い値をとりました。