二項式分布 - 维基百科,自由的百科全书

二項分布
概率质量函數
累積分布函數
记号
参数
值域
概率质量函数
累積分布函數
期望值
中位數
眾數
方差
偏度
峰度
矩生成函数
特徵函数
概率母函数

概率论统计学中,二项分布(英語:binomial distribution)是一种离散概率分布,描述在进行独立随机试验时,每次试验都有相同概率“成功”的情况下,获得成功的总次数。掷硬币十次出现五次正面的概率、产品合格率时抽出一百件样本没有发现一件次品的概率等等,都可以由二项分布给出。

只有“成功”和“失败”两种可能结果,每次重复时成功概率不变的独立随机试验称作伯努利试验,例如上述的掷硬币出现正面或反面、对产品进行抽样检查时抽到正品或次品。伯努利试验作为理论模型,其前提在现实中无法完全得到满足,比如生产线会磨损,因此每件产品合格的概率并非固定[1]。尽管如此,二项分布给出的概率通常足以用于提供有用的推断;即使在已知前提没有满足的场合,二项分布也能用于参考和比较。二项分布的应用出现在遗传学质量控制等领域之中。[2]

定义

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随机变量概率质量函数

其中正整数,则称服从参数的二项分布[3],记为。习惯上也用表示。[1]

推导

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进行独立伯努利试验的结果可以由个字母表示,例如用表示成功,表示失败,则

表示五次试验中第一、二、四次的结果为成功,其余为失败。设每次试验成功的概率为,失败的概率为。因为试验相互独立,每一种排列的方式对应的概率为[1]

个不同元素中选出含个元素的子集的方法数量等于二项式系数

[4]

而每种对的排列都可理解为从个位置中选出个作为字母的位置的方法,这种方法的数量即为。与每种排列方式对应的概率相乘,便得到定义中的概率

[5]

历史

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二项分布是最早得到研究的概率分布之一[6]。丹麦统计学家安德斯·哈爾德认为其历史可以追溯至布莱兹·帕斯卡皮埃尔·德·费马于1654年对点数分配问题的讨论:两名玩家赢得每局游戏的机会相同,赢得一定局数的胜者可获得奖金,但比赛仅进行了数局,尚未分出胜负就被迫中断,则奖金该如何分配?帕斯卡认为,奖金的分配应当基于玩家距离胜利所差的局数:若一名玩家还需局获胜,另一名玩家还需局获胜,则应考虑在局比赛的种结果中,两名玩家分别在多少种情况中获胜。两人的讨论限于这一问题本身,并未推导出二项分布的概率,但这一解法可被视作基于参数的二项分布。[7]

对二项分布概率的推导为雅各布·伯努利于《猜度术英语Ars Conjectandi》中作出。该著作在他去世后,于1713年得到出版,被视作概率论的奠基性作品。伯努利还在其中首次给出了弱大数定律的严格证明[8][9]。对二项分布的正态近似则是由亞伯拉罕·棣莫弗发现,这一工作于1733年完成,于1738年出版在其著作《机遇论英语The Doctrine of Chances》的第二版中。[10]

性质

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参数为的二项分布的期望值方差。其概率母函数

矩母函数

特征函数

[3][11]

参数的二项分布称作伯努利分布[3]多项分布英语Multinomial distribution是二项分布的拓展,描述重复进行不限于两种结果、可能有多种可能结果的随机试验时的概率[12]。二项分布本身是超几何分布的极限形式。[13]

二项分布的和

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两个随机变量独立,分别服从参数为的二项分布,则即是在次独立伯努利试验中取得成功的次数,所以服从参数为的二项分布。这一结论亦可通过将两者的概率母函数相乘而得出。在条件之下,随机变量条件概率分布是参数为的超几何分布。[14]

众数

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计算的比值可以得到

因此,当时,增加而上升;当时,增加而下降。故二项分布的众数下取整。若本身是整数,则均是众数。若,则众数为[15]

中位数

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二项分布的中位数位于的上下取整之间,即;若为整数,则中位数。中位数和期望值之间的差满足

,则该上界可进一步缩减为

奇数,则均为中位数。[16][17]

累积分布函数

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二项分布的累积分布函数和尾概率可以用正则化不完全贝塔函数表示为

[18]

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二项分布的原点矩满足

其中表示第二类英语Stirling numbers of the second kind斯特林数。具体而言,

其低阶中心矩

[19]

近似

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正态近似

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时的二项分布及其正态近似

标准二项分布

趋近于标准正态分布。这一结果称作棣莫弗-拉普拉斯定理英语De Moivre–Laplace theorem,为中心极限定理的特殊形式。基于这一定理可以得到

其中为标准正态分布的累积分布函数[20]

正态分布为连续概率分布,在近似二项分布这类离散概率分布时,可将端点向外偏移得到

从而提升近似的准确性,这种技巧称作连续性校正英语Continuity correction[21]。何时能采用这一近似依赖于使用经验法则,例如要求,或是在时要求、在时要求[22][23]

泊松近似

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,而保持不变时,二项分布趋近于参数为泊松分布。以此为基础可以得到

[24]

二项分布与其泊松近似之间的绝对误差存在上界。若随机变量服从参数为的二项分布,随机变量服从参数为的泊松分布,则

[25]

参数估计

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点估计

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通常参数为已知。假设随机变量服从二项分布,其参数未知。若观测到的值为,采用矩估计最大似然估计对参数估计量均为,这一估计量为无偏的。[26]

参数贝叶斯估计量英语Bayes estimator取决于使用的先验分布。若使用连续型均匀分布作为先验分布,即假设之间任意等长的区间包含的概率都相同,则后验均值估计量为

这被称作拉普拉斯–贝叶斯估计量英语Laplace–Bayes estimator,曾被皮埃尔-西蒙·拉普拉斯用于估计在太阳连续升起天之后,太阳明天还会升起的概率。由于人类知道太阳在过去五千年,即1,826,213天都正常升起,拉普拉斯愿意以1,826,214比1的赔率赌太阳明天继续升起。[27]

若使用参数为贝塔分布作为先验分布,则后验均值估计量为

采用贝塔分布作为先验分布时,后验分布亦是贝塔分布,即贝塔分布为二项分布的共轭先验[28]

区间估计

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若要对参数区间形式给出估计,通过求解

所得的区间为一个置信水平近似为置信区间,称作克洛珀-皮尔逊区间(Clopper-Pearson interval)。[29]

正态分布可以用于推导近似的置信区间。若用表示标准正态分布的第分位数,即,则区间两端的近似值为

[30][31]

参见

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注释

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  1. ^ 1.0 1.1 1.2 Feller 1968,第146–147頁.
  2. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第135–136頁.
  3. ^ 3.0 3.1 3.2 Johnson, Kemp & Kotz 2005,第108頁.
  4. ^ Feller 1968,第34頁.
  5. ^ Feller 1968,第147–150頁.
  6. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第109頁.
  7. ^ Hald 2003,第54–63頁.
  8. ^ Hald 2003,第223–228頁.
  9. ^ Stigler 1986,第62–70頁.
  10. ^ Stigler 1986,第70–85頁.
  11. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第109–112頁.
  12. ^ Feller 1968,第167–169頁.
  13. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第140頁.
  14. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第115頁.
  15. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第112頁.
  16. ^ Kaas & Buhrman 1980.
  17. ^ Hamza 1995.
  18. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第119頁.
  19. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第110頁.
  20. ^ Feller 1968,第182–185頁.
  21. ^ Feller 1968,第185–186頁.
  22. ^ Schader & Schmid 1989.
  23. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第116–117頁.
  24. ^ Feller 1968,第153–154頁.
  25. ^ Sheu 1984.
  26. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第126頁.
  27. ^ Feller 1968,第123–124頁.
  28. ^ Chew 1971.
  29. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第130–131頁.
  30. ^ Johnson, Kemp & Kotz 2005,第132頁.
  31. ^ Blyth 1986.

参考文献

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