المرجع الالكتروني للمعلوماتية
المرجع الألكتروني للمعلوماتية

الرياضيات
عدد المواضيع في هذا القسم 9761 موضوعاً
تاريخ الرياضيات
الرياضيات المتقطعة
الجبر
الهندسة
المعادلات التفاضلية و التكاملية
التحليل
علماء الرياضيات

Untitled Document
أبحث عن شيء أخر المرجع الالكتروني للمعلوماتية
مرحلـة خلـق الرغبـة علـى الشـراء فـي سلـوك المـستهـلك 2
2024-11-22
مراحل سلوك المستهلك كمحدد لقرار الشراء (مرحلة خلق الرغبة على الشراء1)
2024-11-22
عمليات خدمة الثوم بعد الزراعة
2024-11-22
زراعة الثوم
2024-11-22
تكاثر وطرق زراعة الثوم
2024-11-22
تخزين الثوم
2024-11-22

Summary Phonological typology and naturalness
7-4-2022
حجة الولادة
22-5-2017
الفرق بين البنجر السكري والعلفي
22-3-2017
أنواع ملوثات التربة الزراعية ملوثات عضوية Organic Contaminants
6-12-2020
Beat notes and modulation
2024-06-15
Vowels and diphthongs LOT
2024-03-08

Bivariate Normal Distribution  
  
2852   03:37 مساءً   date: 28-2-2021
Author : Abramowitz, M. and Stegun, I. A.
Book or Source : Handbook of Mathematical Functions with Formulas, Graphs, and Mathematical Tables, 9th printing. New York: Dover
Page and Part : ...


Read More
Date: 10-2-2021 1220
Date: 5-4-2021 1671
Date: 18-2-2021 1143

Bivariate Normal Distribution

The bivariate normal distribution is the statistical distribution with probability density function

 P(x_1,x_2)=1/(2pisigma_1sigma_2sqrt(1-rho^2))exp[-z/(2(1-rho^2))],

(1)

where

 z=((x_1-mu_1)^2)/(sigma_1^2)-(2rho(x_1-mu_1)(x_2-mu_2))/(sigma_1sigma_2)+((x_2-mu_2)^2)/(sigma_2^2),

(2)

and

 rho=cor(x_1,x_2)=(V_(12))/(sigma_1sigma_2)

(3)

is the correlation of x_1 and x_2 (Kenney and Keeping 1951, pp. 92 and 202-205; Whittaker and Robinson 1967, p. 329) and V_(12) is the covariance.

The probability density function of the bivariate normal distribution is implemented as MultinormalDistribution[{mu1, mu2}{{sigma11, sigma12}{sigma12, sigma22}}] in the Wolfram Language package MultivariateStatistics` .

The marginal probabilities are then

P(x_1) = int_(-infty)^inftyP(x_1,x_2)dx_2

(4)

= 1/(sigma_1sqrt(2pi))e^(-(x_1-mu_1)^2/(2sigma_1^2))

(5)

and

P(x_2) = int_(-infty)^inftyP(x_1,x_2)dx_1

(6)

= 1/(sigma_2sqrt(2pi))e^(-(x_2-mu_2)^2/(2sigma_2^2))

(7)

(Kenney and Keeping 1951, p. 202).

Let Z_1 and Z_2 be two independent normal variates with means mu_i=0 and sigma_i^2=1 for i=1, 2. Then the variables a_1 and a_2 defined below are normal bivariates with unit variance and correlation coefficient rho:

a_1 = sqrt((1+rho)/2)z_1+sqrt((1-rho)/2)z_2

(8)

a_2 = sqrt((1+rho)/2)z_1-sqrt((1-rho)/2)z_2.

(9)

To derive the bivariate normal probability function, let X_1 and X_2 be normally and independently distributed variates with mean 0 and variance 1, then define

Y_1 = mu_1+sigma_(11)X_1+sigma_(12)X_2

(10)

Y_2 = mu_2+sigma_(21)X_1+sigma_(22)X_2

(11)

(Kenney and Keeping 1951, p. 92). The variates Y_1 and Y_2 are then themselves normally distributed with means mu_1 and mu_2, variances

sigma_1^2 = sigma_(11)^2+sigma_(12)^2

(12)

sigma_2^2 = sigma_(21)^2+sigma_(22)^2,

(13)

and covariance

 V_(12)=sigma_(11)sigma_(21)+sigma_(12)sigma_(22).

(14)

The covariance matrix is defined by

 V_(ij)=[sigma_1^2 rhosigma_1sigma_2; rhosigma_1sigma_2 sigma_2^2],

(15)

where

 rho=(V_(12))/(sigma_1sigma_2)=(sigma_(11)sigma_(21)+sigma_(12)sigma_(22))/(sigma_1sigma_2).

(16)

Now, the joint probability density function for x_1 and x_2 is

 f(x_1,x_2)dx_1dx_2=1/(2pi)e^(-(x_1^2+x_2^2)/2)dx_1dx_2,

(17)

but from (◇) and (◇), we have

 [y_1-mu_1; y_2-mu_2]=[sigma_(11) sigma_(12); sigma_(21) sigma_(22)][x_1; x_2].

(18)

As long as

 |sigma_(11) sigma_(12); sigma_(21) sigma_(22)|!=0,

(19)

this can be inverted to give

[x_1; x_2] = [sigma_(11) sigma_(12); sigma_(21) sigma_(22)]^(-1)[y_1-mu_1; y_2-mu_2]

(20)

= 1/(sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))[sigma_(22) -sigma_(12); -sigma_(21) sigma_(11)][y_1-mu_1; y_2-mu_2].

(21)

Therefore,

 x_1^2+x_2^2=([sigma_(22)(y_1-mu_1)-sigma_(12)(y_2-mu_2)]^2)/((sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))^2) 
 +([-sigma_(21)(y_1-mu_1)+sigma_(11)(y_2-mu_2)]^2)/((sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))^2),

(22)

and expanding the numerator of (22) gives

 sigma_(22)^2(y_1-mu_1)^2-2sigma_(12)sigma_(22)(y_1-mu_1)(y_2-mu_2)+sigma_(12)^2(y_2-mu_2)^2+sigma_(21)^2(y_1-mu_1)^2-2sigma_(11)sigma_(21)(y_1-mu_1)(y_2-mu_2)+sigma_(11)^2(y_2-mu_2)^2,

(23)

so

 (x_1^2+x_2^2)(sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))^2 
=(y_1-mu_1)^2(sigma_(21)^2+sigma_(22)^2)-2(y_1-mu_1)(y_2-mu_2)(sigma_(11)sigma_(21)+sigma_(12)sigma_(22))+(y_2-mu_2)^2(sigma_(11)^2+sigma_(12)^2) 
=sigma_2^2(y_1-mu_1)^2-2(y_1-mu_1)(y_2-mu_2)(rhosigma_1sigma_2)+sigma_1^2(y_2-mu_2)^2 
=sigma_1^2sigma_2^2[((y_1-mu_1)^2)/(sigma_1^2)-(2rho(y_1-mu_1)(y_2-mu_2))/(sigma_1sigma_2)+((y_2-mu_2)^2)/(sigma_2^2)].

(24)

Now, the denominator of (◇) is

 sigma_(11)^2sigma_(21)^2+sigma_(11)^2sigma_(22)^2+sigma_(12)^2sigma_(21)^2+sigma_(12)^2sigma_(22)^2-sigma_(11)^2sigma_(21)^2 
 -2sigma_(11)sigma_(12)sigma_(21)sigma_(22)-sigma_(12)^2sigma_(22)^2=(sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))^2,

(25)

so

1/(1-rho^2) = 1/(1-(V_(12)^2)/(sigma_1^2sigma_2^2))

(26)

= (sigma_1^2sigma_2^2)/(sigma_1^2sigma_2^2-V_(12)^2)

(27)

= (sigma_1^2sigma_2^2)/((sigma_(11)^2+sigma_(12)^2)(sigma_(21)^2+sigma_(22)^2)-(sigma_(11)sigma_(21)+sigma_(12)sigma_(22))^2).

(28)

can be written simply as

 1/(1-rho^2)=(sigma_1^2sigma_2^2)/((sigma_(11)sigma_(22)-sigma_(12)sigma_(21))^2),

(29)

and

 x_1^2+x_2^2=1/(1-rho^2)[((y_1-mu_1)^2)/(sigma_1^2)-(2rho(y_1-mu_1)(y_2-mu_2))/(sigma_1sigma_2)+((y_2-mu_2)^2)/(sigma_2^2)].

(30)

Solving for x_1 and x_2 and defining

(31)

gives

x_1 =

(32)

x_2 =

(33)

But the Jacobian is

J((x_1,x_2)/(y_1,y_2)) =

(34)

=

(35)

=

(36)

so

 dx_1dx_2=(dy_1dy_2)/(sigma_1sigma_2sqrt(1-rho^2))

(37)

and

 1/(2pi)e^(-(x_1^2+x_2^2)/2)dx_1dx_2=1/(2pisigma_1sigma_2sqrt(1-rho^2))exp[-z/(2(1-rho^2))]dy_1dy_2,

(38)

where

 z=((y_1-mu_1)^2)/(sigma_1^2)-(2rho(y_1-mu_1)(y_2-mu_2))/(sigma_1sigma_2)+((y_2-mu_2)^2)/(sigma_2^2).

(39)

Q.E.D.

The characteristic function of the bivariate normal distribution is given by

phi(t_1,t_2) = int_(-infty)^inftyint_(-infty)^inftye^(i(t_1x_1+t_2x_2))P(x_1,x_2)dx_1dx_2

(40)

= Nint_(-infty)^inftyint_(-infty)^inftye^(i(t_1x_1+t_2x_2))exp[-z/(2(1-rho^2))]dx_1dx_2,

(41)

where

 z=[((x_1-mu_1)^2)/(sigma_1^2)-(2rho(x_1-mu_1)(x_2-mu_2))/(sigma_1sigma_2)+((x_2-mu_2)^2)/(sigma_2^2)]

(42)

and

 N=1/(2pisigma_1sigma_2sqrt(1-rho^2)).

(43)

Now let

u = x_1-mu_1

(44)

w = x_2-mu_2.

(45)

Then

(46)

where

v = -1/(2(1-rho^2))1/(sigma_1^2)[u^2-(2rhosigma_1w)/(sigma_2)u]

(47)

= (e^(i(t_1mu_1+t_2mu_2)))/(2pisigma_1sigma_2sqrt(1-rho^2)).

(48)

Complete the square in the inner integral

(49)

Rearranging to bring the exponential depending on w outside the inner integral, letting

 v=u-rho(sigma_1w)/(sigma_2),

(50)

and writing

 e^(it_1u)=cos(t_1u)+isin(t_1u)

(51)

gives

(52)

Expanding the term in braces gives

(53)

But e^(-ax^2)sin(bx) is odd, so the integral over the sine term vanishes, and we are left with

(54)

Now evaluate the Gaussian integral

int_(-infty)^inftye^(ikx)e^(-ax^2)dx = int_(-infty)^inftye^(-ax^2)cos(kx)dx

(55)

= sqrt(pi/a)e^(-k^2/4a)

(56)

to obtain the explicit form of the characteristic function,

(57)

In the singular case that

 |sigma_(11) sigma_(12); sigma_(21) sigma_(22)|=0

(58)

(Kenney and Keeping 1951, p. 94), it follows that

 sigma_(11)sigma_(22)=sigma_(12)sigma_(21)

(59)

y_1 = mu_1+sigma_(11)x_1+sigma_(12)x_2

(60)

y_2 = mu_2+(sigma_(12)sigma_(21))/(sigma_(11))x_2

(61)

= mu_2+(sigma_(11)sigma_(21)x_1+sigma_(12)sigma_(21)x_2)/(sigma_(11))

(62)

= mu_2+(sigma_(21))/(sigma_(11))(sigma_(11)x_1+sigma_(12)x_2),

(63)

so

y_1 = mu_1+x_3

(64)

y_2 = mu_2+(sigma_(21))/(sigma_(11))x_3,

(65)

where

x_3 = y_1-mu_1

(66)

= (sigma_(11))/(sigma_(21))(y_2-mu_2).

(67)

The standardized bivariate normal distribution takes sigma_1=sigma_2=1 and mu_1=mu_2=0. The quadrant probability in this special case is then given analytically by

P(x_1<=0,x_2<=0) = P(x_1>=0,x_2>=0)

(68)

= int_(-infty)^0int_(-infty)^0P(x_1,x_2)dx_1dx_2

(69)

= 1/4+(sin^(-1)rho)/(2pi)

(70)

(Rose and Smith 1996; Stuart and Ord 1998; Rose and Smith 2002, p. 231). Similarly,

P(x_1<=0,x_2>=0) = P(x_1>=0,x_2<=0)

(71)

= int_(-infty)^0int_0^inftyP(x_1,x_2)dx_1dx_2

(72)

= (cos^(-1)rho)/(2pi).

(73)


REFERENCES:

Abramowitz, M. and Stegun, I. A. (Eds.). Handbook of Mathematical Functions with Formulas, Graphs, and Mathematical Tables, 9th printing. New York: Dover, pp. 936-937, 1972.

Holst, E. "The Bivariate Normal Distribution." http://www.ami.dk/research/bivariate/.

Kenney, J. F. and Keeping, E. S. Mathematics of Statistics, Pt. 2, 2nd ed. Princeton, NJ: Van Nostrand, 1951.

Kotz, S.; Balakrishnan, N.; and Johnson, N. L. "Bivariate and Trivariate Normal Distributions." Ch. 46 in Continuous Multivariate Distributions, Vol. 1: Models and Applications, 2nd ed. New York: Wiley, pp. 251-348, 2000.

Rose, C. and Smith, M. D. "The Multivariate Normal Distribution." Mathematica J. 6, 32-37, 1996.

Rose, C. and Smith, M. D. "The Bivariate Normal." §6.4 A in Mathematical Statistics with Mathematica. New York: Springer-Verlag, pp. 216-226, 2002.

Spiegel, M. R. Theory and Problems of Probability and Statistics. New York: McGraw-Hill, p. 118, 1992.

Stuart, A.; and Ord, J. K. Kendall's Advanced Theory of Statistics, Vol. 1: Distribution Theory, 6th ed. New York: Oxford University Press, 1998.

Whittaker, E. T. and Robinson, G. "Determination of the Constants in a Normal Frequency Distribution with Two Variables" and "The Frequencies of the Variables Taken Singly." §161-162 in The Calculus of Observations: A Treatise on Numerical Mathematics, 4th ed. New York: Dover, pp. 324-328, 1967.




الجبر أحد الفروع الرئيسية في الرياضيات، حيث إن التمكن من الرياضيات يعتمد على الفهم السليم للجبر. ويستخدم المهندسون والعلماء الجبر يومياً، وتعول المشاريع التجارية والصناعية على الجبر لحل الكثير من المعضلات التي تتعرض لها. ونظراً لأهمية الجبر في الحياة العصرية فإنه يدرّس في المدارس والجامعات في جميع أنحاء العالم. ويُعجب الكثير من الدارسين للجبر بقدرته وفائدته الكبيرتين، إذ باستخدام الجبر يمكن للمرء أن يحل كثيرًا من المسائل التي يتعذر حلها باستخدام الحساب فقط.وجاء اسمه من كتاب عالم الرياضيات والفلك والرحالة محمد بن موسى الخورازمي.


يعتبر علم المثلثات Trigonometry علماً عربياً ، فرياضيو العرب فضلوا علم المثلثات عن علم الفلك كأنهما علمين متداخلين ، ونظموه تنظيماً فيه لكثير من الدقة ، وقد كان اليونان يستعملون وتر CORDE ضعف القوسي قياس الزوايا ، فاستعاض رياضيو العرب عن الوتر بالجيب SINUS فأنت هذه الاستعاضة إلى تسهيل كثير من الاعمال الرياضية.

تعتبر المعادلات التفاضلية خير وسيلة لوصف معظم المـسائل الهندسـية والرياضـية والعلمية على حد سواء، إذ يتضح ذلك جليا في وصف عمليات انتقال الحرارة، جريان الموائـع، الحركة الموجية، الدوائر الإلكترونية فضلاً عن استخدامها في مسائل الهياكل الإنشائية والوصف الرياضي للتفاعلات الكيميائية.
ففي في الرياضيات, يطلق اسم المعادلات التفاضلية على المعادلات التي تحوي مشتقات و تفاضلات لبعض الدوال الرياضية و تظهر فيها بشكل متغيرات المعادلة . و يكون الهدف من حل هذه المعادلات هو إيجاد هذه الدوال الرياضية التي تحقق مشتقات هذه المعادلات.