Як перевірити, чи відповідає зразок даних сімейству розповсюдження Gamma?


13

У мене є вибірка даних, яка була сформована з безперервної випадкової величини X. А з гістограми я малюю за допомогою R, я здогадуюсь, що, можливо, розподіл X підпорядковується певному гамма-розподілу. Але я не знаю точних параметрів цього розподілу Gamma.

Моє запитання - як перевірити, чи належить розподіл X до сімейства гамма-розподілів? Існує певна користь придатних тестів, таких як тест Колмогорова-Смірнова, тест Андерсона-Дарлінга тощо, але одне із обмежень при використанні цих тестів полягає в тому, що параметри теоретичного розподілу слід знати заздалегідь. Хто-небудь, будь ласка, скажіть мені, як вирішити цю проблему?


Можливо, мені чогось не вистачає, але якщо ви вже знаєте тест на тестування придатності розподілу, і все, що вам потрібно знати, - це значення теоретичного розподілу, то ви можете просто використовувати максимальні оцінювачі ймовірності параметрів гами розподіл ваших даних для отримання оцінок параметрів. Потім ви можете використовувати ці оцінки для визначення теоретичного розподілу у своєму тесті.
— Давид

Девід, дякую за вашу відповідь. Відповідь - це теж те, про що я думав, але я не впевнений, чи є якісь теорії, які можуть підтримати цю ідею, чи можете ви відповісти на мене?
— user8363

Якщо ви використовуєте R, вам може бути цікаво переглянути пакет fitdistrplus , в якому є можливість робити такі речі.
— gung - Відновіть Моніку

Відповіді:


8

Я думаю, що питання вимагає точного статистичного тестування, а не для порівняння гістограми. При використанні тесту Колмогорова-Смірнова з розрахунковими параметрами розподіл статистики тесту під нулем залежить від тестованого розподілу, на відміну від випадку, коли немає оціночного параметра. Наприклад, використовуючи (в R)

x <- rnorm(100)
ks.test(x, "pnorm", mean=mean(x), sd=sd(x))

веде до

        One-sample Kolmogorov-Smirnov test

data:  x 
D = 0.0701, p-value = 0.7096
alternative hypothesis: two-sided

поки ми отримуємо

> ks.test(x, "pnorm")

        One-sample Kolmogorov-Smirnov test

data:  x 
D = 0.1294, p-value = 0.07022
alternative hypothesis: two-sided 

для того ж зразка x. Рівень значущості або p-значення, таким чином, повинен визначатися за допомогою моделювання Монте-Карло під нульовим рівнем, що виробляє розподіл статистики Колмогорова-Смірнова за зразками, змодельованими під розрахунковим розподілом (з невеликим наближенням у результаті, враховуючи, що спостерігається зразок походить від іншого розповсюдження, навіть під нульовим).


1
(+1) Я не розумію, чому правильно моделювати зразки під розрахунковим розподілом. Я б подумав, що нам потрібні попередні параметри та вибірка з усіх можливих розподілів ... чи можете ви пояснити трохи більше?
— Елвіс

1
Сіань, твоя відповідь - саме те, про що я хвилювався. Ви маєте на увазі, що "Використовуючи тест Колмогорова-Смірнова з розрахунковими параметрами, розподіл тестової статистики під нулем залежить від перевіреного розподілу". Однак ми не знаємо розподілу X, точніше, не знаємо параметр розподілу X під нульовою гіпотезою, отже, розподіл тестової статистики, тому ми використовуємо monte carlo. Чи були б у вас інші способи її вирішення, не використовуючи Монте Карло для отримання значення Р? Дякую
— user8363

Враховувати той факт, що "спостережуваний зразок походить від іншого розподілу навіть під нульовим", чи не було б доцільним завантажувати вибірку, переоцінюючи параметри в кожній репліку?
— Елвіс

1
@Elvis (1): це класична статистика, а не байесівське вирішення проблеми корисності. Для розподілів з параметрами масштабного розташування вибір параметрів, що використовуються для імітації імітованих вибірок, значення не має.
— Сіань

1
@Elvis (2): Знову щось, що я щойно обговорював зі своїми студентами! Bootstrap допоможе оцінити поведінку відстані Колмогорова-Смірнова за правдивим розподілом даних, а не під нулем! Принцип Фішера-Неймана-Пірсона полягає в тому, що важливим є поведінка відстані Колмогорова-Смірнова під нулем, так що вона відхиляється, якщо спостережувана відстань є занадто екстремальним wrt, це розподіл під нуль.
— Сіань

4

Обчисліть MLE параметрів, що передбачають розподіл гами для ваших даних, і порівняйте теоретичну щільність з гістограмою ваших даних. Якщо вони сильно відрізняються, розподіл гамми є поганим наближенням ваших даних. Для формального тесту ви могли б обчислити, наприклад, статистику тесту Колмогорова-Смірнофа, порівнюючи найкращий примірний розподіл гами з емпіричним розподілом і тест на значимість.


3
+1, це тверда відповідь. Однак я б запропонував вивчити qq-графік проти теоретичної гамми, а не гістограми - це буде простіше оцінити відхилення.
— gung - Відновіть Моніку

1
Проблема полягає в тому, що тест KS передбачає, що теоретичний розподіл повинен бути заданий заздалегідь, а не оцінений з даних. Сіань (частково) відповів на це питання ...
— Елвіс

ви маєте на увазі, що ми спочатку використовуємо цей зразок даних для отримання оцінювача MLS та використовуємо значення оцінювача MLS у розподілі Gamma, а потім порівнюємо дані з розподілом Gamma (із оціночним параметром) за допомогою тесту KS?
— user8363

Елвісе, скажіть, будь ласка, як вирішити проблему, коли параметр теоретичного розподілу невідомий і його потрібно оцінити. У цьому випадку, як можна використовувати тест KS, щоб отримати порівняно точне судження про гіпотезу, дякую!
— user8363

1
@Elvis: Я не думаю, що точне виведення можливе у випадку розподілу гами. Сам PDF не доступний у закритому вигляді. Далі, той факт, що параметр фігури не є ні масштабом, ні розташуванням, означає, що для кожного значення параметра фігури є різний розподіл ...
— Сіань
Використовуючи наш веб-сайт, ви визнаєте, що прочитали та зрозуміли наші Політику щодо файлів cookie та Політику конфіденційності.
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.