A média de uma variável aleatória univariada sempre é igual à integral de sua função quantil?

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Acabei de notar que a integração da função quantílica de uma variável aleatória univariada (cdf inverso) de p = 0 ep = 1 produz a média da variável. Eu não tinha ouvido falar desse relacionamento até agora, então estou me perguntando: esse é sempre o caso? Em caso afirmativo, essa relação é amplamente conhecida?

Aqui está um exemplo em python:

from math import sqrt
from scipy.integrate import quad
from scipy.special import erfinv

def normalPdf(x, mu, sigma):
    return 1.0 / sqrt(2.0 * pi * sigma**2.0) * exp(-(x - mu)**2.0 / (2.0 * sigma**2.0))

def normalQf(p, mu, sigma):
    return mu + sigma * sqrt(2.0) * erfinv(2.0 * p - 1.0)

mu = 2.5
sigma = 1.3
quantileIntegral = quad(lambda p: quantile(p,mu,sigma), 0.0, 1.0)[0]
print quantileIntegral # Prints 2.5.

mean pdf quantile-function Tyler Streeter
fonte

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Seja o CDF da variável aleatória , para que o CDF inverso possa ser escrito . Em sua integral, faça a substituição , para obter $F$ $X$ $F^{-1}$ $p = F(x)$ $dp = F'(x)dx = f(x)dx$

\int_{0}^{1} F^{- 1} (p) d p = \int_{- \infty}^{\infty} x f (x) d x = E_{F} [X] .

$\int_0^1F^{-1}(p)dp = \int_{-\infty}^{\infty}x f(x) dx = \mathbb{E}_F[X].$

Isso é válido para distribuições contínuas. Deve-se tomar cuidado com outras distribuições porque um CDF inverso não possui uma definição única.

Editar

Quando a variável não é contínua, ela não possui uma distribuição absolutamente contínua em relação à medida de Lebesgue, exigindo cuidados na definição do CDF inverso e cuidados na computação de integrais. Considere, por exemplo, o caso de uma distribuição discreta. Por definição, é aquele cujo CDF é uma função de etapa com etapas de tamanho em cada valor possível . $F$ $\Pr_F(x)$ $x$

figura 1

Esta figura mostra o CDF de uma distribuição de Bernoulli dimensionada por . Ou seja, a variável aleatória tem uma probabilidade de igual a e uma probabilidade de de igual a . As alturas dos saltos em e dão suas probabilidades. A expectativa dessa variável é evidentemente igual a . $(2/3)$ $2$ $1/3$ $0$ $2/3$ $2$ $0$ $2$ $0\times(1/3)+2\times(2/3)=4/3$

Poderíamos definir um "CDF inverso" exigindo $F^{-1}$

F^{- 1} (p) = x if F (x) \geq p and F (x^{-}) < p .

$F^{-1}(p) = x \text{ if } F(x) \ge p \text{ and } F(x^{-}) \lt p.$

Isso significa que também é uma função de etapa. Para qualquer valor possível da variável aleatória, atingirá o valor em um intervalo de comprimento . Portanto, sua integral é obtida somando os valores , que é apenas a expectativa. $F^{-1}$ $x$ $F^{-1}$ $x$ $\Pr_F(x)$ $x\Pr_F(x)$

Figura 2

Este é o gráfico do CDF inverso do exemplo anterior. Os saltos de e no CDF tornam-se linhas horizontais desses comprimentos em alturas iguais a e , valores a cujas probabilidades correspondem. (O CDF inverso não está definido além do intervalo .) Sua integral é a soma de dois retângulos, um da altura e base , o outro da altura e base , totalizando , como antes. $1/3$ $2/3$ $0$ $2$ $[0,1]$ $0$ $1/3$ $2$ $2/3$ $4/3$

Em geral, para uma mistura de uma distribuição contínua e uma discreta, precisamos definir o CDF inverso para paralelizar essa construção: a cada salto discreto de altura , devemos formar uma linha horizontal de comprimento conforme indicado pela fórmula anterior. $p$ $p$

whuber
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você cometeu um erro na mudança de variável. de onde vem o x?

Mascarpone

3

@ Mascarpone Por favor, leia o texto que precede a equação. Eu não acho que haja um erro na alteração da variável :-), mas se você acha que isso esclareceria a exposição, eu ficaria feliz em apontar que quando , então . Só não achei que fosse necessário.

p = F (x)

$p=F(x)$

x = F^{- 1} (p)

$x=F^{-1}(p)$

whuber

agora eu entendi;),

Mascarpone 15/11

+1 Whuber: Obrigado! Você poderia elaborar para usar a fórmula que você forneceu, como cuidar de outras distribuições cujo CDF inverso não tem uma definição única?

Tim

1

Para ignorar essas considerações desconfortáveis sobre inversas, pseudo-inversas e similares, e simultaneamente para uma generalização a cada momento, veja aqui .

Será que

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Um resultado equivalente é bem conhecido na análise de sobrevivência : a vida útil esperada é onde a função de sobrevivência é medida desde o nascimento em . (Ele pode ser facilmente estendido para cobrir valores negativos de .)

\int_{t = 0}^{\infty} S (t) d t

$\int_{t=0}^\infty S(t) \; dt$

S (t) = Pr (T > t)

$S(t) = \Pr(T \gt t)$

t = 0

$t=0$

t

$t$

insira a descrição da imagem aqui

Portanto, podemos reescrever isso como mas isso é como mostrado em várias reflexões da área em questão

\int_{t = 0}^{\infty} (1 - F (t)) d t

$\int_{t=0}^\infty (1-F(t)) \; dt$

\int_{q = 0}^{1} F^{- 1} (q) d q

$\int_{q=0}^1 F^{-1}(q) \; dq$

insira a descrição da imagem aqui

Henry
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1

Gosto de fotos e sinto instintivamente que há uma ótima idéia à espreita aqui - eu amo a idéia--, mas não entendo essas em particular. Explicações seria útil. Uma coisa que me impede de seguir é o pensamento de tentar estender a integral de para : ela precisa divergir.

(1 - F (t)) d t

$(1-F(t))dt$

- \infty

$-\infty$

whuber

@ whuber: Se você deseja estender para negativo , obtém . Observe que se isso convergir para uma distribuição simétrica em torno de , ou seja, , é fácil ver que a expectativa é zero. Tomando uma soma em vez de uma diferença fornece o desvio absoluto médio de cerca de .

t

$t$

\int_{t = 0}^{\infty} (1 - F (t)) d t - \int_{t = - \infty}^{0} F (t) d t

$\int_{t=0}^\infty (1-F(t)) \; dt - \int_{t=-\infty}^0 F(t) \; dt$

0

$0$

F (t) = 1 - F (- t)

$F(t)=1-F(-t)$

\int_{t = 0}^{\infty} (1 - F (t)) d t + \int_{t = - \infty}^{0} F (t) d t

$\int_{t=0}^\infty (1-F(t)) \; dt + \int_{t=-\infty}^0 F(t) \; dt$

0

$0$

Henry

Se você gosta de diagramas, pode estar interessado neste artigo de 1988 de Lee: The Mathematics of Excesso of Loss Coverages and Retrospective Rating-A Approach Graphical .

Avraham

4

Estamos avaliando:

insira a descrição da imagem aqui

Vamos tentar com uma simples mudança de variável:

insira a descrição da imagem aqui

E notamos que, por definição de PDF e CDF:

insira a descrição da imagem aqui

quase em todos os lugares. Assim, por definição do valor esperado, temos:

insira a descrição da imagem aqui

Mascarpone
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Na linha final, explico mais claramente a definição de valor esperado. O quase todo lugar se refere à equação acima da última. pt.wikipedia.org/wiki/Almost_everywhere

Mascarpone

1

editada, thanx :)

Mascarpone

3

Para qualquer variável aleatória com valor real com cdf , é sabido que tem a mesma lei que quando é uniforme em . Portanto, a expectativa de , sempre que existe, é a mesma que a de : A representação vale para um cdf geral , considerando como o inverso contínuo à esquerda de no caso em que não é invertível. $X$ $F$ $F^{-1}(U)$ $X$ $U$ $(0,1)$ $X$ $F^{-1}(U)$

E (X) = E (F^{- 1} (U)) = \int_{0}^{1} F^{- 1} (u) d u .

$E(X)=E(F^{-1}(U))=\int_0^1 F^{-1}(u)\mathrm{d}u.$

X \sim F^{- 1} (U)

$X \sim F^{-1}(U)$

F

$F$

F^{- 1}

$F^{-1}$

F

$F$

F

$F$

Stéphane Laurent
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1

Observe que é definido como e é uma função contínua à direita. é definido como O faz sentido por causa da continuidade correta. Seja uma distribuição uniforme em . Você pode facilmente verificar se tem o mesmo CDF como , que é . Isso não requer que o seja contínuo. Portanto, . A integral é a integral de Riemann – Stieltjes $F(x)$ $P(X\le x)$ $F^{-1}$

F^{- 1} (p) = min (x | F (x) \geq p) .

$\begin{equation} F^{-1}(p)=\min(x|F(x)\ge p). \end{equation}$

min

$\min$

U

$U$

[0, 1]

$[0, 1]$

F^{- 1} (U)

$F^{-1}(U)$

X

$X$

F

$F$

X

$X$

E (X) = E (F^{- 1} (U)) = \int_{0}^{1} F^{- 1} (p) d p

$E(X)=E(F^{-1}(U))=\int_0^1F^{-1}(p)\mathop{dp}$ . A única suposição de que precisamos é que a média de existe ( ).

X

$X$

E | X | < \infty

$E|X|<\infty$

WWang
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Essa é a mesma resposta que a minha.

Stéphane Laurent

A média de uma variável aleatória univariada sempre é igual à integral de sua função quantil?

Respostas:

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