Пуассон является экспоненциальным, как Гамма-Пуассон к чему?

Распределение Пуассона может измерять события в единицу времени, а параметр равен $\lambda$ . Экспоненциальное распределение измеряет время до следующего события с параметром $\frac{1}{\lambda}$ . Можно преобразовать одно распределение в другое, в зависимости от того, проще ли моделировать события или время.

Теперь гамма-пуассон - это «растянутый» пуассон с большей дисперсией. Распределение Вейбулла - это «растянутая» экспонента с большей дисперсией. Но могут ли эти два легко быть преобразованы друг в друга, точно так же, как Пуассон может быть преобразован в экспоненциальный?

Или есть какой-то другой дистрибутив, который более подходит для использования в сочетании с гамма-пуассоновским распределением?

Гамма-пуассон также известен как отрицательное биномиальное распределение, или NBD.

poisson-distribution negative-binomial gamma-distribution exponential-family zbicyclist
источник

Ответы:

Это довольно прямая проблема. Хотя между распределениями Пуассона и Негативного бинома есть связь, я на самом деле считаю, что это бесполезно для вашего конкретного вопроса, поскольку побуждает людей думать о негативных биномиальных процессах. По сути, у вас есть ряд процессов Пуассона:

Y_{i} (t_{i}) | λ_{i} \sim P o i s s o n (λ_{i} t_{i})

$Y_i(t_i)|\lambda_i\sim Poisson(\lambda_i t_i)$

Где - это процесс, а - время, когда вы его наблюдаете, а обозначает людей. И вы говорите, что эти процессы «похожи», связывая ставки по распределению: $Y_i$ $t_i$ $i$

λ_{i} \sim G a m m a (α, β)

$\lambda_i\sim Gamma(\alpha,\beta)$

Выполняя интегрирование / микширование по , вы получаете: $\lambda_i$

Y_{i} (t_{i}) | α β \sim N e g B i n (α, p_{i}) w h e r e p_{i} = \frac{t_{i}}{t_{i} + β}

$Y_i(t_i)|\alpha\beta\sim NegBin(\alpha,p_i)\;\;\; where \;\;p_i=\frac{t_i}{t_i+\beta}$

Это имеет PMF:

P r (Y_{i} (t_{i}) = y_{i} | α β) = \frac{Γ (α + y_{i})}{Γ (α) y_{i}!} p_{i}^{y_{i}} (1 - p_{i})^{α}

$Pr(Y_i(t_i)=y_i|\alpha\beta) = \frac{\Gamma(\alpha+y_i)}{\Gamma(\alpha)y_i!}p_i^{y_i}(1-p_i)^\alpha$

Чтобы получить распределение времени ожидания, отметим, что:

P r (T_{i} \leq t_{i} | α β) = 1 - P r (T_{i} > t_{i} | α β) = 1 - P r (Y_{i} (t_{i}) = 0 | α β)

$Pr(T_i\leq t_i|\alpha\beta)=1-Pr(T_i> t_i|\alpha\beta)=1-Pr(Y_i(t_i)=0|\alpha\beta)$

= 1 - (1 - p_{i})^{α} = 1 - {(1 + \frac{t_{i}}{β})}^{- α}

$=1-(1-p_i)^\alpha=1-\left(1+\frac{t_i}{\beta}\right)^{-\alpha}$

Различайте это, и у вас есть PDF:

p_{T_{i}} (t_{i} | α β) = \frac{α}{β} {(1 + \frac{t_{i}}{β})}^{- (α + 1)}

$p_{T_i}(t_i|\alpha\beta)=\frac{\alpha}{\beta}\left(1+\frac{t_i}{\beta}\right)^{-(\alpha+1)}$

Это член обобщенных распределений Парето, тип II. Я бы использовал это как ваше время ожидания.

Чтобы увидеть связь с распределением Пуассона, заметим , что , так что если положить $\frac{\alpha}{\beta}=E(\lambda_i|\alpha\beta)$ и затем, взяв пределполучим: $\beta=\frac{\alpha}{\lambda}$ $\alpha\to\infty$

lim_{α \to \infty} \frac{α}{β} {(1 + \frac{t_{i}}{β})}^{- (α + 1)} = lim_{α \to \infty} λ {(1 + \frac{λ t_{i}}{α})}^{- (α + 1)} = λ \exp (- λ t_{i})

$\lim_{\alpha\to\infty}\frac{\alpha}{\beta}\left(1+\frac{t_i}{\beta}\right)^{-(\alpha+1)}=\lim_{\alpha\to\infty}\lambda\left(1+\frac{\lambda t_i}{\alpha}\right)^{-(\alpha+1)}=\lambda\exp(-\lambda t_i)$

Это означает, что вы можете интерпретировать как параметр сверхдисперсии. $\frac{1}{\alpha}$

probabilityislogic
источник

Можно также отметить, что распределение времени ожидания - это, грубо говоря, экспоненциальное распределение с параметром случайной скорости Гамма и, строго говоря, это распределение бета второго рода, как и для любого гамма-распределения с параметром случайной скорости Гамма.

Стефан Лоран

Используя @probabilityislogic в качестве основы, я обнаружил следующую статью, в которой более подробно рассказывается об отношениях между NBD и Парето: Гупта, Сунил и Дональд Дж. Моррисон. Оценка гетерогенности в показателях покупательской активности. Marketing Science, 1991, 10 (3), 264-269. Спасибо всем, кто помог мне ответить на этот вопрос.

zbicyclist

+1, I guess this nice analytical form may no longer exist for

P o i s s o n (λ_{i} t_{i} + c)

$Poisson(\lambda_i t_i + c)$ , where

c

$c$ is a constant.

Randel

@randel - you could get a "nice-ish" form by noting this rv is the sum of two independent rvs...

Z_{i} = Y_{i} + X_{i}

$Z_i=Y_i+X_i$ where

Y_{i}

$Y_i$ is the same as above and

X_{i} \sim p o i s s o n (c)

$X_i\sim poisson (c)$ . As

X_{i}

$X_i$ doesn't depend on

λ_{i}

$\lambda_i$ or

Y_{i}

$Y_i$ the pdf of

Z_{i}

$Z_i$ is the convolution of the above negative binomial pdf and a poisson pdf. To get the waiting time distribution just multiply

P r (Y_{i} = 0)

$Pr(Y_i=0)$ in the above answer by

P r (X_{i} = 0) = e^{- c}

$Pr(X_i=0)=e^{-c}$ . You then get waiting time cdf of

1 - e^{- c} {(1 + \frac{t_{i}}{β})}^{- α}

$1-e^{-c}\left(1+\frac{t_i}{\beta}\right)^{-\alpha}$ and pdf of

e^{- c} \frac{α}{β} {(1 + \frac{t_{i}}{β})}^{- (α + 1)}

$e^{-c}\frac {\alpha}{\beta}\left(1+\frac{t_i}{\beta}\right)^{-(\alpha+1)}$ .

probabilityislogic

This won't work in terms of the mixing distribution, because you need

λ_{i} < c t_{i}^{- 1}

$\lambda_i <ct_i^{-1}$ (else the poisson mean is negative). The gamma mixing distribution would need to be truncated (I also assumed that

c > 0

$c>0$ in my previous answer). This would mean no nb distribution.

probabilityislogic

One possibility: Poisson is to Exponential as Negative-Binomial is to ... Exponential!

There is a pure-jump increasing Lévy process called the Negative Binomial Process such that at time $t$ the value has a negative binomial distribution. Unlike the Poisson process, the jumps are not almost surely $1$ . Instead, they follow a logarithmic distribution. By the law of total variance, some of the variance comes from the number of jumps (scaled by the average size of the jumps), and some of the variance comes from the sizes of the jumps, and you can use this to check that it is overdispersed.

There may be other useful descriptions. See "Framing the negative binomial distribution for DNA sequencing."

Let me be more explicit about how the Negative Binomial Process described above can be constructed.

Choose $p \lt 1$ .
Let $X_1, X_2, X_3, ...$ be IID with logarithmic distributions, so $P(x_i = k) = \frac{-1}{\log(1-p)} \frac{p^k}{k}.$
Let $N$ be a Poisson process with constant rate $-\log(1-p)$ , so $N(t) = \text{Pois}(-t \log(1-p)).$
Let $NBP$ be the process so that

N B P (t) = \sum_{i = 1}^{N (t)} X_{i} .

$NBP(t) = \sum_{i=1}^{N(t)} X_i.$

$NBP$ is a pure jump process with logarithmically distributed jumps. The gaps between jumps follow an exponential distribution with rate $-\log(1-p).$

I don't think it is obvious from this description that $NBP(t)$ has a negative binomial $NB(t,p)$ distribution, but there is a short proof using probability generating functions on Wikipedia, and Fisher also proved this when he introduced the logarithmic distribution to analyze the relative frequencies of species.

Douglas Zare
источник

No, any compound Poisson process has an exponential waiting time. This means you add

Pois (λ t)

$\text{Pois}(\lambda t)$ IID random variables with some distribution.

Douglas Zare

No, that is not what is meant by a compound Poisson process. en.wikipedia.org/wiki/Compound_Poisson_process " The jumps arrive randomly according to a Poisson process and the size of the jumps is also random, with a specified probability distribution." I did not say IID Poisson variables. You take the

N

$N$ th partial sum of IID logarithmic random variables where

N

$N$ is the value of a Poisson process.

Douglas Zare

If you multiply a Poisson process by

2

$2$ , this is not a Poisson process and the waiting times remain exponential.

Douglas Zare

let us continue this discussion in chat

Douglas Zare

I am not able to comment yet so I apologize is this isn't a definitive solution.

You are asking for the appropriate distribution to use with an NB but appropriate isn't entirely defined. If an appropriate distribution means appropriate for explaining data and you are starting with an overdispersed Poisson then you may have to look further into the cause of the overdispersion. The NB doesn't distinguish between a Poisson with heterogeneous means or a positive occurrence dependence (that one event occurring increases the probability of another occurring). In continuous time there is also duration dependence, eg positive duration dependence means the passage of time increases the probability of an occurrence. It was also shown that negative duration dependence asymptotically causes an overdispersed Poisson[1]. This adds to the list of what might be the appropriate waiting time model.

Meadowlark Bradsher
источник

cause of the overdispersion: This is consumer purchase data. Individual consumers are poisson, each with a rate of purchase lambda. But not every consumer has the same lambda -- that's the cause of the overdispersion. The lambda purchasing rates are considered to be distributed as gamma. This is a common model (traces back to A.S.C. Ehrenberg), but I haven't found anything in his writing that answers this question.

zbicyclist