Centrális momentum

Egy valószínűségi változó centrális momentumai vagy centrált momentumai több, a változó eloszlását jellemző számértéket is takarnak. Általánosan az X valószínűségi változó k-adik centrális momentuma bármely k pozitív egész szám esetén az E((XE(X))k) által felvett értékként határozható meg (feltéve, hogy ez az érték létezik), ahol E(X) az X várható értékét jelöli. Ha nincs várható érték, mint a Cauchy-eloszlás esetén, akkor centrális momentumok sincsenek.

Az X valószínűségi változó k-adik centrális momentumának jelölését tekintve a szakirodalom nem egységes. Sok esetben – a várható értéktől, szórástól, ferdeségtől, vagy lapultságtól eltérően – nem szoktak külön jelölést bevezetni, hanem kiírják az E((XE(X))k)-t. Bizonyos – főként régebbi – könyvekben találkozhatunk a μk = E((XE(X))k) jelöléssel, míg más könyvekben ugyanezzel a momentumot jelölik, s mk-val jelölik a centrális momentumot. Egyaránt definiálhatók egy- és többváltozós eloszlásokra.

Egyváltozós momentumok

Abszolút folytonos eloszlás esetén, ha f(x) a sűrűségfüggvény, akkor az n-edik centrális momentum

μ n = E [ ( X E [ X ] ) n ] = + ( x μ ) n f ( x ) d x . {\displaystyle \mu _{n}=\operatorname {E} \left[(X-\operatorname {E} [X])^{n}\right]=\int _{-\infty }^{+\infty }(x-\mu )^{n}f(x)\,\mathrm {d} x.} [1]

Az első néhány momentumnak intuitív értelmezése van:

  • A nulladik centrális momentum μ0 = 1.
  • Az első centrális momentum nem a várható érték, hanem μ1 = 0.
  • A második centrális momentum μ2 = σ2, szórásnégyzet vagy variancia.
  • A harmadik és a negyedik centrális momentumokat a ferdeség és a lapultság kiszámításához használják.

Tulajdonságok

A centrális momentumok eltolásinvariánsak, azaz minden X valószínűségi változóra és c tetszőleges konstansra

μ n ( X + c ) = μ n ( X ) . {\displaystyle \mu _{n}(X+c)=\mu _{n}(X).\,}

Minden n-re, az n-edik centrális momentum n-edfokban homogén:

μ n ( c X ) = c n μ n ( X ) . {\displaystyle \mu _{n}(cX)=c^{n}\mu _{n}(X).\,}

Ha n = 1, 2 vagy 3, akkor az X és Y független változók esetén a momentum additív:

μ n ( X + Y ) = μ n ( X ) + μ n ( Y ) {\displaystyle \mu _{n}(X+Y)=\mu _{n}(X)+\mu _{n}(Y)\,} ha n ∈ {1, 2, 3}.

Az eltolásinvarianciát és additivitást n ≥ 4 esetén az n-edik kumuláns őrzi meg, aminek jele κn(X).

  • n = 1 esetén a kumuláns a várható érték.
  • n = 2 vagy 3 esetén a kumuláns megegyezik a megfelelő centrális momentummal.
  • n ≥ 4 esetén a kumuláns az első n momentum (a nulladik nélkül) n-edfokú polinomja, és az első n centrális momentumnak is n-edfokú polinomja.

A centrális és a nem centrális momentumok kapcsolata

Néha kényelmesebb nem centrális momentumok helyett centrális momentumokkal számolni. A centrális momentumra való áttérés egyenlete:

μ n = E [ ( X E [ X ] ) n ] = j = 0 n ( n j ) ( 1 ) n j μ j μ n j , {\displaystyle \mu _{n}=\mathrm {E} \left[\left(X-\mathrm {E} \left[X\right]\right)^{n}\right]=\sum _{j=0}^{n}{n \choose j}(-1)^{n-j}\mu '_{j}\mu ^{n-j},}

ahol μ a várható érték. Megfordítva, a nem centrális momentum:

μ m = + x m f ( x ) d x = E [ X m ] = j = 0 m ( m j ) μ j μ m j . {\displaystyle \mu '_{m}=\int _{-\infty }^{+\infty }x^{m}f(x)\,dx=\mathrm {E} \left[X^{m}\right]=\sum _{j=0}^{m}{m \choose j}\mu _{j}\mu ^{m-j}.}

Az n = 2, 3, 4 esetben ez így módosul:

μ 2 = μ 2 μ 2 {\displaystyle \mu _{2}=\mu '_{2}-\mu ^{2}\,}

hagyományosabb jelöléssel a szórásnégyzet V a r ( X ) = E [ X 2 ] ( E [ X ] ) 2 {\displaystyle \mathrm {Var} \left(X\right)=\mathrm {E} \left[X^{2}\right]-\left(\mathrm {E} \left[X\right]\right)^{2}}

Továbbá

μ 3 = μ 3 3 μ μ 2 + 2 μ 3 {\displaystyle \mu _{3}=\mu '_{3}-3\mu \mu '_{2}+2\mu ^{3}\,}
μ 4 = μ 4 4 μ μ 3 + 6 μ 2 μ 2 3 μ 4 . {\displaystyle \mu _{4}=\mu '_{4}-4\mu \mu '_{3}+6\mu ^{2}\mu '_{2}-3\mu ^{4}.\,}

Az együtthatók a Pascal-háromszög alapján adhatók meg,[2]

μ 5 = μ 5 5 μ μ 4 + 10 μ 2 μ 3 10 μ 3 μ 2 + 4 μ 5 . {\displaystyle \mu _{5}=\mu '_{5}-5\mu \mu '_{4}+10\mu ^{2}\mu '_{3}-10\mu ^{3}\mu '_{2}+4\mu ^{5}.\,}

mivel 5 μ 4 μ 1 μ 5 μ 0 = 5 μ 4 μ μ 5 = 5 μ 5 μ 5 = 4 μ 5 {\displaystyle 5\mu ^{4}\mu '_{1}-\mu ^{5}\mu '_{0}=5\mu ^{4}\mu -\mu ^{5}=5\mu ^{5}-\mu ^{5}=4\mu ^{5}}

Legyen W {\displaystyle W} egy valószínűségi változó, ami megkapható néhány azonos eloszlású független valószínűségi változó összegeként:

W = i = 1 M Y i {\displaystyle W=\sum _{i=1}^{M}Y_{i}}

ahol M {\displaystyle M} szintén valószínűségi változó, és független az Yi valószínűségi változóktól, de eloszlása különbözhet azokétól. Ekkor W {\displaystyle W} momentumai:[3]

E [ W n ] = i = 0 n E [ ( M i ) ] j = 0 i ( i j ) ( 1 ) i j E [ ( k = 1 j Y k ) n ] , {\displaystyle \mathrm {E} \left[W^{n}\right]=\sum _{i=0}^{n}\mathrm {E} \left[{M \choose i}\right]\sum _{j=0}^{i}{i \choose j}(-1)^{i-j}\mathrm {E} [(\sum _{k=1}^{j}Y_{k})^{n}],}

ahol E [ ( k = 1 j Y k ) n ] = 0 {\displaystyle \mathrm {E} [(\sum _{k=1}^{j}Y_{k})^{n}]=0} ha j = 0 {\displaystyle j=0} .

Szimmetrikus eloszlások

A szimmetrikus eloszlások páratlan rendű centrális momentumai nullák, mivel az összegben a várható értéknél kisebb értékekből számított tagok és a várható értéknél nagyobb értékekből számított tagok kiejtik egymást.

Többdimenziós centrális momentumok

Egy kétváltozós közös eloszlás (j,k)-adik centrális momentumai, ha a közös sűrűségfüggvény f(x,y):

μ j , k = E [ ( X E [ X ] ) j ( Y E [ Y ] ) k ] = + + ( x μ X ) j ( y μ Y ) k f ( x , y ) d x d y . {\displaystyle \mu _{j,k}=\operatorname {E} \left[(X-\operatorname {E} [X])^{j}(Y-\operatorname {E} [Y])^{k}\right]=\int _{-\infty }^{+\infty }\int _{-\infty }^{+\infty }(x-\mu _{X})^{j}(y-\mu _{Y})^{k}f(x,y)\,dx\,dy.}

További momentumok

A valószínűségszámításban és a matematikai statisztikában más momentumok is előfordulnak, ezek közül a legfontosabbak:

Megjegyzések

  • A k-adik centrális momentum kifejezés helyett szokás k-ad rendű centrális momentumot is használni.
  • Látható, hogy a második centrális momentum azonos a szórásnégyzettel, vagyis a centrális momentum tekinthető a szórásnégyzet általánosításának is.

Jegyzetek

  1. Probability and Random Processes. Oxford, England: Oxford University Press (2009). ISBN 978 0 19 857222 0 
  2. http://mathworld.wolfram.com/CentralMoment.html
  3. (2006) „The moments and central moments of a compound distribution”. European Journal of Operational Research 170, 106–119. o. DOI:10.1016/j.ejor.2004.06.012.  

Források

  • Bognár J.-né – Mogyoródi J. – Prékopa A. – Rényi A. – Szász D. (2001): Valószínűségszámítási feladatgyűjtemény. Typotex Kiadó, Budapest.
  • Fazekas I. (szerk.) (2000): Bevezetés a matematikai statisztikába. Kossuth Egyetemi Kiadó, Debrecen.
  • Medgyessy P. – Takács L. (1973): Valószínűségszámítás. Tankönyvkiadó, Budapest.
  • Michelberger P. – Szeidl L. – Várlaki P. (2001): Alkalmazott folyamatstatisztika és idősor-analízis. Typotex Kiadó, Budapest.

Fordítás

Ez a szócikk részben vagy egészben a Central moment című angol Wikipédia-szócikk fordításán alapul. Az eredeti cikk szerkesztőit annak laptörténete sorolja fel. Ez a jelzés csupán a megfogalmazás eredetét és a szerzői jogokat jelzi, nem szolgál a cikkben szereplő információk forrásmegjelöléseként.