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나는 거의 같은 질문을 가지고 있습니다 :
Bernoulli 랜덤 변수의 합을 효율적으로 모델링 할 수 있습니까?

그러나 설정은 매우 다릅니다.

$S = \sum_{i = 1, N} X_{i}$
S=∑i=1,NXi
, , ~ 20, ~ 0.1 $P (X_{i} = 1) = p_{i}$
P(Xi=1)=pi
$N$
N
$p_{i}$
pi
Bernoulli 랜덤 변수의 결과에 대한 데이터가 있습니다 : , $X_{i, j}$
Xi,j
$S_{j} = \sum_{i = 1, N} X_{i, j}$
Sj=∑i=1,NXi,j
최대 우도 추정값을 사용 하여 를 추정하고 얻는 다면 가 훨씬 큽니다. 다른 기준에 따라 예상됩니다 : $p_{i}$
pi
${\hat{p}}_{i}^{M L E}$
p^iMLE
$\hat{P} {S = 3} ({\hat{p}}_{i}^{M L E})$
P^{S=3}(p^iMLE)
$\hat{P} {S = 3} ({\hat{p}}_{i}^{M L E}) - {\hat{P}}^{e x p e c t e d} {S = 3} \approx 0.05$
P^{S=3}(p^iMLE)−P^expected{S=3}≈0.05
따라서 및 는 독립적으로 취급 될 수 없습니다 (의존성이 적음). $X_{i}$
Xi
$X_{j}$
Xj
$(j > k)$
(j>k)
이와 같은 몇몇 제약을가있다 : 및 (알려진)의 추정에 도움이되는 . $p_{i + 1} \geq p_{i}$
pi+1≥pi
$\sum_{s \leq 2} \hat{P} {S = s} = A$
∑s≤2P^{S=s}=A
$P {S}$
P{S}

이 경우 Bernoulli 랜덤 변수의 합을 어떻게 모형화 할 수 있습니까?

과제를 해결하는 데 어떤 문헌이 도움이 될 수 있습니까?

업데이트

몇 가지 추가 아이디어가 있습니다.

(1) 사이의 미지의 의존성이 1 회 이상 연속 성공한 후에 시작 한다고 가정 할 수 있습니다. 따라서 이면 및 입니다. $X_{i}$

$\sum_{i = 1, K} X_{i} > 0$

∑i=1,KXi>0

$p_{K + 1} \to p_{K + 1}^{'}$

pK+1→pK+1′

$p_{K + 1}^{'} < p_{K + 1}$

pK+1′<pK+1

(2) MLE를 사용하려면 가장 의심스러운 모델이 필요합니다. 변형은 다음과 같습니다.

$P {X_{1}, . . ., X_{k}} = (1 - p_{1}) . . . (1 - p_{k})$

P{X1,...,Xk}=(1−p1)...(1−pk)

모든 k 대해
경우 경우 및 이고 모든 k에 대해 . $\sum_{i = 1, k} X_{i} = 0$

∑i=1,kXi=0

$P {X_{1}, . . ., X_{k}, X_{k + 1}, . . ., X_{N}} = (1 - p_{1}) . . . p_{k} P^{'} {X_{k + 1}, . . ., X_{N}}$

P{X1,...,Xk,Xk+1,...,XN}=(1−p1)...pkP′{Xk+1,...,XN}

$\sum_{i = 1, k - 1} X_{i} = 0$

∑i=1,k−1Xi=0

$X_{k} = 1$

Xk=1

$P^{'} {X_{k + 1} = 1, X_{k + 2} = 1, . . ., X_{N} = 1} \leq p_{k + 1} p_{k + 2} . . . p_{N}$

P′{Xk+1=1,Xk+2=1,...,XN=1}≤pk+1pk+2...pN

우리에만 관심이 있기 때문에 (3) 우리가 설정할 수있는 ( 꼬리에서 N- (k + 1) +1 소환에 대한 성공 확률) 그리고 매개 변수화 $P {S}$

P{S}

$P^{'} {X_{k + 1}, . . ., X_{N}} \approx P^{″} {\sum_{i = 1, k} X_{i} = s^{'}; N - (k + 1) + 1 = l}$

P′{Xk+1,...,XN}≈P″{∑i=1,kXi=s′;N−(k+1)+1=l}

$\sum_{i = k + 1, N} X_{i}$

∑i=k+1,NXi

$P^{″} {\sum_{i = k, N} X_{i} = s^{'}; N - k + 1 = l} = p_{s^{'}, l}$

P″{∑i=k,NXi=s′;N−k+1=l}=ps′,l

(4) 매개 변수 및 따라 모델에 MLE을 사용하십시오 와 에 대한 (및 )과 다른 제약을 네이티브 . $p_{1}, . . ., p_{N}$

p1,...,pN

$p_{0, 1}, p_{1, 1}; p_{0, 2}, p_{1, 2}, p_{2, 2}; . . .$

p0,1,p1,1;p0,2,p1,2,p2,2;...

$p_{s^{'}, l} = 0$

ps′,l=0

$s^{'} \geq 6$

s′≥6

$l$

이 계획으로 모든 것이 괜찮습니까?

업데이트 2

포아송 분포 (파란색)와 비교 한 경험적 분포 (빨간색) 의 일부 예 (푸 아송 평균은 2.22 및 2.45, 표본 크기는 332 및 259) : $P {S}$

P{S}

샘플 1

포아송 평균 2.28 및 2.51 (샘플 크기는 303 및 249) 인 샘플 (A1, A2)의 경우 :

결합 된 samlpe A1 + A2 (샘플 크기는 552) :

Poisson에 대한 일부 수정이 가장 좋은 모델이어야합니다 :).

답변

한 가지 방법은 일반 선형 모델 (GLM)로 모델링하는 것입니다. 여기에서는 최근 관측 이력의 (물리적 선형) 함수로 번째 시도 에서 성공할 확률 인 공식화 합니다. 따라서 잡음이 Bernoulli이고 링크 기능이 로짓 인 자동 회귀 GLM을 기본적으로 맞 춥니 다. 설정은 다음과 같습니다 $X$

$p_{i}$

$i$

$p_{i} = f (b + a_{1} X_{i - 1} + a_{2} X_{i - 2} + \dots a_{k} X_{i - k})$

pi=f(b+a1Xi−1+a2Xi−2+…akXi−k)

여기서

$f (x) = \frac{1}{1 + \exp (x)}$

f(x)=11+exp⁡(x)

및

$X_{i} \sim B e r n o u l l i (p_{i})$

Xi∼Bernoulli(pi)

모형의 모수는 로 로지스틱 회귀로 추정 할 수 있습니다. (각 시행에서 관측 히스토리의 관련 부분을 사용하여 설계 행렬을 설정하고이를 로지스틱 회귀 추정 함수에 전달하면 로그 가능성이 오목하므로 매개 변수에 대해 고유 한 최대 값을 갖습니다). 결과가 실제로 독립적이라면 는 0으로 설정됩니다. 양수 는 성공이 관찰 될 때마다 후속 의 증가를 의미합니다 . ${b, a_{1}, \dots a_{k}}$

{b,a1,…ak}

$a_{i}$

$p_{i}$

이 모델 은 의 합 에 대한 확률에 대한 간단한 표현을 제공 하지 않지만 , 모델이 단순한 Markovian 구조를 가지고 있기 때문에 시뮬레이션 (입자 필터링 또는 MCMC)으로 계산하기 쉽습니다. $X_{i}$

이러한 종류의 모델은 뇌에서 뉴런의 "스파이크"사이의 시간적 의존성을 모델링하는 데 큰 성공을 거두었으며, 자기 회귀 포인트 프로세스 모델에 대한 광범위한 문헌이 있습니다. 예를 들어 Truccolo et al 2005를 참조하십시오 (이 문서는 Bernoulli 가능성 대신 Poisson을 사용하지만 하나의 매핑이 간단합니다).

답변

의존성이 럼핑으로 인해 발생하는 경우 복합 포아송 모델이 모델로 솔루션이 될 수 있습니다 . 다소 랜덤 기준은 이와 바버 및 Chryssaphinou 의해. $S_{j}$

완전히 다른 방향으로, 이 20이고 상대적으로 작다는 것을 나타 내기 때문에 의 그래픽 모델을 구축하는 것이 될 수 있지만 설정 및 데이터가 가능한지 모르겠습니다. @chl이 언급했듯이 무엇인지 설명하면 유용합니다 . $N$

$X_{i j}$

Xij

$X_{i, j}$

Xi,j

는 IF 의이 시간이 지남에 따라 예를 들어, 연속 측정을 대표하고, 의존,이에 세 번째 가능성을 관련 - 일부에 위의 두 가지 제안을 사이에 타협을 확장 -의 숨겨진 마르코프 모델을 사용하는 것입니다 의. $X_{i, j}$

Xi,j

$X_{i, j}$

Xi,j

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종속 데이터에 대한 Bernoulli 랜덤 변수의 합을 모델링하는 방법은 무엇입니까? 될 수 없습니다 (의존성이 적음).XiXiX_{i}XjXjX_{j}

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