UA MATH567 高维统计II 随机向量3 常见的高维随机向量的分布
UA MATH567 高維統計II 隨機向量3 常見的高維隨機向量的分布
- Spherical Distribution
- Symmetric Bernoulli Distribution
- 正態分布
- Frames
Spherical Distribution
X~Unif(nSn?1)X \sim Unif(\sqrt{n}S^{n-1})X~Unif(n?Sn?1),其中Sn?1S^{n-1}Sn?1表示nnn維空間中的單位球面,這個符號說明XXX在半徑在n\sqrt{n}n?的球面上服從均勻分布。對于這個在球面上的均勻分布,它具有非常完美的對稱性,比如任意改變若干個坐標的符號,分布不會變,比如(?X1,?,Xn)~Unif(nSn?1)(-X_1,\cdots,X_n) \sim Unif(\sqrt{n}S^{n-1})(?X1?,?,Xn?)~Unif(n?Sn?1)。
考慮
(?X1,?,Xn)~Unif(nSn?1)(X1,?,Xn)~Unif(nSn?1)(-X_1,\cdots,X_n) \sim Unif(\sqrt{n}S^{n-1}) \\ (X_1,\cdots,X_n) \sim Unif(\sqrt{n}S^{n-1})(?X1?,?,Xn?)~Unif(n?Sn?1)(X1?,?,Xn?)~Unif(n?Sn?1)
因為nSn?1\sqrt{n}S^{n-1}n?Sn?1的球心在原點,所以EX1=0EX_1=0EX1?=0(因為關于原點對稱),對于每一個坐標,這個結論都成立,也就是EXi=0,?iEX_i=0,\forall iEXi?=0,?i。根據這種完美的對稱性,我們還可以得到一個結論:
E(?X1Xi)=E(X1Xi)?E(X1Xi)=0E(-X_1X_i)=E(X_1X_i) \Rightarrow E(X_1X_i)=0E(?X1?Xi?)=E(X1?Xi?)?E(X1?Xi?)=0
事實上?i≠j\forall i\ne j?i?=j,EXiXj=0EX_iX_j=0EXi?Xj?=0。因為球的半徑為n\sqrt{n}n?,所以
X12+?+Xn2=nX_1^2+\cdots +X_n^2 = nX12?+?+Xn2?=n
根據對稱性,EX12=?=EXn2EX_1^2 = \cdots = EX_n^2EX12?=?=EXn2?,所以
EX12=?=EXn2=nn=1EX_1^2 = \cdots = EX_n^2 = \frac{n}{n}=1EX12?=?=EXn2?=nn?=1
于是EXXT=InEXX^T=I_nEXXT=In?,也就是說Spherical Distribution是零均值各向同性的。
注意事項
Spherical Distribution是一個非常神奇的分布,它滿足任意兩個坐標協方差為0但不獨立,比如考慮(X1,X2)(X_1,X_2)(X1?,X2?)服從X12+X22=1X_1^2+X_2^2=1X12?+X22?=1上的均勻分布,則
P(X1>a)P(X2>a)≠0,?a∈(1/2,1)P(X1>a,X2>a)=0P(X_1>a)P(X_2>a) \ne 0,\forall a \in (1/\sqrt{2},1) \\ P(X_1>a,X_2>a)=0P(X1?>a)P(X2?>a)?=0,?a∈(1/2?,1)P(X1?>a,X2?>a)=0
即X1,X2X_1,X_2X1?,X2?不獨立。
Symmetric Bernoulli Distribution
X~Unif({?1,1}n)X \sim Unif(\{-1,1\}^n)X~Unif({?1,1}n),也就是X=(X1,?,Xn)X=(X_1,\cdots,X_n)X=(X1?,?,Xn?),每一個坐標取值都是?1-1?1或111且概率都是1/2。這個分布就是Spherical Distribution的特殊情況,所以它也是零均值、各向同性的隨機變量。但是與Spherical Distribution不同的是,它的每個坐標是獨立的。
正態分布
先考慮標準正態分布,X~N(0,In)X \sim N(0,I_n)X~N(0,In?),顯然它是各向同性的,它的概率密度為
f(x)=(2π)?n/2e?∥x∥222f(x) = (2\pi)^{-n/2}e^{-\frac{\left\| x\right\|_2^2}{2}}f(x)=(2π)?n/2e?2∥x∥22??
根據location-scale變換,如果X~N(μ,Σ)X \sim N(\mu,\Sigma)X~N(μ,Σ),
X+a~N(μ+a,Σ)AX~N(Aμ,AΣAT)X+a \sim N(\mu+a,\Sigma) \\ AX \sim N(A \mu,A\Sigma A^T)X+a~N(μ+a,Σ)AX~N(Aμ,AΣAT)
于是對于一般的正態分布,我們總是可以做標準化:
Z=Σ?1/2(X?μ)~N(0,In)Z = \Sigma^{-1/2}(X-\mu) \sim N(0,I_n)Z=Σ?1/2(X?μ)~N(0,In?)
正態分布的邊緣分布與條件分布都是正態分布,正態分布協方差為0等價于獨立,這些性質可以參考多元正態分布基礎。
關于標準正態分布還有一個重要的結果,X~N(0,In)X \sim N(0,I_n)X~N(0,In?),則∥X∥2?n\left\| X\right\|_2-\sqrt{n}∥X∥2??n?是亞高斯的,這個可以直接用第一講的結論L2-Norm的Concentration得到。
接下來我們討論標準正態分布的分解:
X=rθ=∥X∥2X∥X∥2X = r \theta = \left\| X \right\|_2 \frac{X}{\left\|X \right\|_2}X=rθ=∥X∥2?∥X∥2?X?
根據第一講定理的推論:
E∣∥X∥2?n∣<o(1)E|\left\| X \right\|_2-\sqrt{n}|<o(1)E∣∥X∥2??n?∣<o(1)
于是當nnn足夠大時,我們可以做近似:
X≈nθ~Unif(nSn?1)X \approx \sqrt{n} \theta \sim Unif(\sqrt{n}S^{n-1})X≈n?θ~Unif(n?Sn?1)
這說明在高維的情況下,N(0,In)≈Unif(nSn?1)N(0,I_n)\approx Unif(\sqrt{n}S^{n-1})N(0,In?)≈Unif(n?Sn?1)。
Frames
frames的思想比較像是對標準正交基的推廣,我們稱{ui}i=1N,ui∈Rn\{u_i\}_{i=1}^N,u_i \in \mathbb{R}^n{ui?}i=1N?,ui?∈Rn是frames,如果
A∥x∥22≤∑i=1N?ui,x?2≤B∥x∥22,?x∈RnA \left\| x\right\|_2^2 \le \sum_{i=1}^N \langle u_i,x\rangle^2 \le B \left\| x\right\|_2^2,\forall x \in \mathbb{R}^nA∥x∥22?≤i=1∑N??ui?,x?2≤B∥x∥22?,?x∈Rn
其中A,BA,BA,B叫frame bound。如果A=BA=BA=B,稱這個frame為tight frame。tight frame也可以用來表示一個向量,但是它比標準正交基更有一般性。比如在二維歐氏空間中,u1=(1,0),u2=(?1/2,3/2),u3=(?1/2,?3/2)u_1=(1,0),u_2 = (-1/2,\sqrt{3}/2),u_3=(-1/2,-\sqrt{3}/2)u1?=(1,0),u2?=(?1/2,3?/2),u3?=(?1/2,?3?/2)就是一組tight frame,frame bound是3/23/23/2,對于任意點(x1,x2)(x_1,x_2)(x1?,x2?),
∑i=13?ui,x?2=32(x12+x22)\sum_{i=1}^3 \langle u_i,x\rangle^2 = \frac{3}{2}(x_1^2+x_2^2)i=1∑3??ui?,x?2=23?(x12?+x22?)
tight frame的充要條件 {ui}i=1N\{u_i\}_{i=1}^N{ui?}i=1N?是tight frame的充要條件是∑i=1NuiuiT=AIn,?A\sum_{i=1}^N u_iu_i^T = AI_n,\exists A∑i=1N?ui?uiT?=AIn?,?A,其中AAA是frame bound
說明
根據定義,tight frame等價于
∑i=1N?ui,x?2=A∥x∥22=xT(AIn)x\sum_{i=1}^N \langle u_i,x\rangle^2=A \left\| x\right\|_2^2=x^T(AI_n)xi=1∑N??ui?,x?2=A∥x∥22?=xT(AIn?)x
其中
∑i=1N?ui,x?2=∑i=1NxTuiuiTx=xT(∑i=1NuiuiT)x\sum_{i=1}^N \langle u_i,x\rangle^2 = \sum_{i=1}^N x^Tu_iu_i^Tx=x^T(\sum_{i=1}^N u_iu_i^T)xi=1∑N??ui?,x?2=i=1∑N?xTui?uiT?x=xT(i=1∑N?ui?uiT?)x
于是
∑i=1NuiuiT=AIn\sum_{i=1}^N u_iu_i^T = AI_ni=1∑N?ui?uiT?=AIn?
總結
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