Параметрический анализ - Страница 7

Paul Kellerman · 13.11.2012, 15:57

Цитата:

Сообщение от Ilona

Пришлось метить лингвистический материал цветом -- теперь у меня синие закономерности, желтые...

Разбиение множества на подмножества. Попробуйте выделить матроид трансверсалей...

Цитата:

Сообщение от Дмитрий В.

старым хрычам из диссовета

Я стар, я очень стар, я суперстар... (широкораспространенная позиция хрыча из диссовета).

Hogfather · 13.11.2012, 16:10

Цитата:

Сообщение от Paul Kellerman

Выделите матроид трансверсалей

Специально для Илоны -- матроиды в картинках.

Ilona · 13.11.2012, 18:53

Hogfather, только я хотела сказать, что Paul Kellerman слишком хорошо думает о моем знании математики, но вы меня опередили

что такое множество и подмножество я, конечно, понимаю, ибо школьная программа. А вот этот вот матроид трансверсалей впервые вижу, спасибо за хорошую ссылку, то что надо

Hogfather · 14.11.2012, 12:14

Раз уж разбираем задачу, доводим её до логического абсурда. Предположим, что у нас распределение описывается некой вероятностной функцией, являющейся суммой двух вероятностных функций с весами, сумма которых равна единице (условие нормировки). Если вспомнить про интегралы, что интеграл суммы равен сумме интегралов, а постоянный член выносится за интеграл, то функции можно описать, например, так.

Код:

> pMyDist<-function(q,lambda1,lambda2,w=0.5) w*ppois(q,lambda1)+(1-w)*ppois(q,lambda2)
> dMyDist<-function(x,lambda1,lambda2,w=0.5) w*dpois(x,lambda1)+(1-w)*dpois(x,lambda2)
> qMyDist<-function(p,lambda1,lambda2,w=0.5) w*qpois(p,lambda1)+(1-w)*qpois(p,lambda2)

Где w принимает значение [0,1] и является весовым коэффициентом.
Если имеем p(k)=f(k,lambda), где f распределение Пуассона, то результирующая функция описывается как p(k)=w*f(k,lambda1)+(1-w)*f(k,lambda2)

Графически результат выглядит вот так (в сравнении с обычным распределением Пуассона) для функций
p₁(k)=f(k,7,2)
p₂(k)=0.8*f(k,7,2)+0.2*f(k,0,8)

Код:

> plot(1:25,dpois(1:25,7.2),xlab="x",ylab="f(x)")
> lines(dMyDist(1:25,7.2,4,0.8),type="p",col="red",pch=2)
> legend(x=15,y=0.1,c("Распределение Пуассона","Сложное распределение"),pch=c(1,2),col=c("black","red"))

Счастье заключается в том, что теперь эту функцию можно попробовать подогнать под наше распределение.

Код:

> XX<-fitdist(LT,"MyDist",start=list(lambda1=9 ,lambda2=5 ), method="mle")
> summary(XX)
Fitting of the distribution ' MyDist ' by maximum likelihood 
Parameters : 
        estimate Std. Error
lambda1 7.197402 0.05980069
lambda2 7.202613 0.05980405
Loglikelihood:  -123149.4   AIC:  246302.8   BIC:  246320.5 
Correlation matrix:
           lambda1    lambda2
lambda1  1.0000000 -0.9227544
lambda2 -0.9227544  1.0000000

Как видно, принципиально лучше не стало. Отрицательный результат -- тоже результат. Но метод может пригодиться. Я его как-то удачно использовал.

13.11.2012, 18:53	#63
Ilona Silver Member Регистрация: 02.01.2011 Адрес: Москва Сообщений: 757	Hogfather, только я хотела сказать, что Paul Kellerman слишком хорошо думает о моем знании математики, но вы меня опередили что такое множество и подмножество я, конечно, понимаю, ибо школьная программа. А вот этот вот матроид трансверсалей впервые вижу, спасибо за хорошую ссылку, то что надо
	--------- Добро всегда побеждает Зло, кто победил - тот и Добро (с) That love is all there is, Is all we know of love (c)

14.11.2012, 12:14	#64
Hogfather Platinum Member Регистрация: 22.07.2010 Адрес: Санкт-Петербург Сообщений: 3,304	Раз уж разбираем задачу, доводим её до логического абсурда. Предположим, что у нас распределение описывается некой вероятностной функцией, являющейся суммой двух вероятностных функций с весами, сумма которых равна единице (условие нормировки). Если вспомнить про интегралы, что интеграл суммы равен сумме интегралов, а постоянный член выносится за интеграл, то функции можно описать, например, так. Код: > pMyDist<-function(q,lambda1,lambda2,w=0.5) wppois(q,lambda1)+(1-w)ppois(q,lambda2) > dMyDist<-function(x,lambda1,lambda2,w=0.5) wdpois(x,lambda1)+(1-w)dpois(x,lambda2) > qMyDist<-function(p,lambda1,lambda2,w=0.5) wqpois(p,lambda1)+(1-w)qpois(p,lambda2) Где w принимает значение [0,1] и является весовым коэффициентом. Если имеем p(k)=f(k,lambda), где f распределение Пуассона, то результирующая функция описывается как p(k)=wf(k,lambda1)+(1-w)f(k,lambda2) Графически результат выглядит вот так (в сравнении с обычным распределением Пуассона) для функций p₁(k)=f(k,7,2) p₂(k)=0.8f(k,7,2)+0.2f(k,0,8) Код: > plot(1:25,dpois(1:25,7.2),xlab="x",ylab="f(x)") > lines(dMyDist(1:25,7.2,4,0.8),type="p",col="red",pch=2) > legend(x=15,y=0.1,c("Распределение Пуассона","Сложное распределение"),pch=c(1,2),col=c("black","red")) Счастье заключается в том, что теперь эту функцию можно попробовать подогнать под наше распределение. Код: > XX<-fitdist(LT,"MyDist",start=list(lambda1=9 ,lambda2=5 ), method="mle") > summary(XX) Fitting of the distribution ' MyDist ' by maximum likelihood Parameters : estimate Std. Error lambda1 7.197402 0.05980069 lambda2 7.202613 0.05980405 Loglikelihood: -123149.4 AIC: 246302.8 BIC: 246320.5 Correlation matrix: lambda1 lambda2 lambda1 1.0000000 -0.9227544 lambda2 -0.9227544 1.0000000 Как видно, принципиально лучше не стало. Отрицательный результат -- тоже результат. Но метод может пригодиться. Я его как-то удачно использовал.
	--------- DNF is not an option

Реклама