对泊松分布的一点理解
对泊松分布的一点理解
如题,自从知道(或者说听说更恰当)了泊松分布之后,就一直很奇怪它的原理。所以找了一些资料来帮助理解。
果然,像老师说的那样:概率统计并不好学,觉得简单的人只不过是还没有完全掌握。
泊松分布和二项分布
泊松分布和二项分布之间有极限近似关系,就说明它们之间一定存在着一些本质上的联系:
二项分布是说,已知某件事情发生的概率是p,那么做n次实验,事情发生的次数就服从二项分布。
泊松分布是指,某段连续的时间内某件事情发生的次数。而在这个情形下,“某件事情”发生所用的时间是可以忽略的。例如,5min5min5min内电子元件遭受脉冲的次数,就服从于泊松分布。
Poisson分布的两种定义
要讨论Poisson分布的本质,不妨从它的定义入手
定义一
一个随机变量X,只能取非负整数(X = 0, 1, 2, …),且相应的概率为
e−λλxx!e^{-\lambda}\frac{\lambda ^x}{x!} e−λx!λx
则称该变量服从Poisson分布。
这个定义就是我们平时考试或者理论工作时用的Poisson随机变量的定义
定义二(Poisson Process的定义)
假定一个事件在一段时间内随即发生,且符合以下条件:
- 将该时间段无限分割成若干个小的时间段,在这个接近于零的小时间段内,该事件发生一次的概率于这个极小时间段的长度成正比。
- 在每一个极小时间段内,该事件发生两次及以上的概率恒等于零。
- 该事件在不同的小时间段里,发生与否相互独立。
则该事件称为Poisson Process。
为什么现实生活中的情况(例如医院的例子)会服从Poisson分布的第一定义?
以第二定义作为桥梁,就容易理解了。在现实生活中的情况,如果事件是相互独立的,那么很容易就能符合Poisson分布的第二定义,因此也就符合Poisson分布
公式的推导
将一段时间TTT做划分,等分为nnn份。假设在每一段时间内,事件发生的概率为ppp。则在TTT时间内,事件发生kkk次的概率为:
limn→∞Cnkpk(1−p)n−k(1)\lim_{n\to \infty}C^k_np^k(1-p)^{n-k}\tag1 n→∞limCnkpk(1−p)n−k(1)
这里的概率ppp需要求解,方法如下:
显然(1)(1)(1)式服从二项分布,二项分布的期望为:
E(X)=np=λE(X)=np=\lambda E(X)=np=λ
那么:
p=λn(2)p = \frac{\lambda}{n}\tag2 p=nλ(2)
将(2)(2)(2)式回代入(1)(1)(1)式,得到:
limn→∞Cnkpk(1−p)n−k=limn→∞Cnk(λn)k(1−λn)n−k(3)\lim_{n\to \infty}C^k_np^k(1-p)^{n-k}=\lim_{n\to \infty}C^k_n(\frac{\lambda}{n})^k(1-\frac{\lambda}{n})^{n-k}\tag3 n→∞limCnkpk(1−p)n−k=n→∞limCnk(nλ)k(1−nλ)n−k(3)
计算(3)(3)(3)式的极限,得:
limn→∞Cnk(λn)k(1−λn)n−k=e−λλkk!\lim_{n\to \infty}C^k_n(\frac{\lambda}{n})^k(1-\frac{\lambda}{n})^{n-k}=e^{-\lambda}\frac{\lambda ^k}{k!} n→∞limCnk(nλ)k(1−nλ)n−k=e−λk!λk
这就是Poisson分布得概率密度函数,即
P(X=k)=e−λλkk!P(X = k)=e^{-\lambda}\frac{\lambda ^k}{k!} P(X=k)=e−λk!λk
其中λ=np\lambda = npλ=np
泊松分布是二项分布n很大而p很小时的一种极限形式
二项分布:KaTeX parse error: \tag works only in display equations
泊松分布:limn→∞Cnkpk(1−p)n−k=limn→∞Cnk(λn)k(1−λn)n−k=e−λλkk!\lim_{n\to \infty}C^k_np^k(1-p)^{n-k}=\lim_{n\to \infty}C^k_n(\frac{\lambda}{n})^k(1-\frac{\lambda}{n})^{n-k}=e^{-\lambda}\frac{\lambda ^k}{k!}limn→∞Cnkpk(1−p)n−k=limn→∞Cnk(nλ)k(1−nλ)n−k=e−λk!λk
其中np=λnp=\lambdanp=λ,且在泊松分布里n→∞n\to \inftyn→∞很大,而p=λnp = \frac{\lambda}{n}p=nλ很小
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