一個(gè)新的復(fù)合極值分布

劉維釗 (武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一個(gè)新的復(fù)合極值分布

劉維釗 (武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

提出了一個(gè)新的具有單調(diào)降危險(xiǎn)率的厚尾分布，該分布通過“混合”Pareto分布和Poisson分布而成，是一種復(fù)合極值分布。導(dǎo)出了新分布的概率統(tǒng)計(jì)特性，研究了各種可應(yīng)用于風(fēng)險(xiǎn)分析和可靠性工程的特征量(包括矩、熵、危險(xiǎn)率函數(shù)、平均剩余壽命等)，獲得了未知參數(shù)極大似然估計(jì)的存在唯一性。數(shù)值模擬表明該極大似然估計(jì)具有良好的有限樣本性質(zhì)。

Pareto分布；Poisson分布；極值分布；極大似然估計(jì)

極值分布在水文、氣象、地震、風(fēng)險(xiǎn)管理以及可靠性等領(lǐng)域的應(yīng)用越來(lái)越廣泛和深入。在考慮諸如洪水、波高、地震的年最大值分布中，每年這些特殊事件的發(fā)生次數(shù)不是一個(gè)常數(shù)，而是一個(gè)隨機(jī)變量，文獻(xiàn)[1]提出了復(fù)合極值分布的模型。設(shè)Y1,…,Yn,…是來(lái)自分布為G(x)的總體Y的一個(gè)簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，N為與Y獨(dú)立的隨機(jī)變量，其分布列為pn=P(N=n),n=1,2,…。 令:

M=max{Y1,…,YN}X=min{Y1,…,YN}

劉晶[2]在N服從Poisson分布和Yn服從Gumbel分布的假定下，討論了FM(x)中未知參數(shù)的估計(jì)問題；葉孜文[3]研究了當(dāng)N服從Poisson分布且Yn服從廣義Pareto分布時(shí)FM(x)統(tǒng)計(jì)推斷和實(shí)證分析；張香云、程維虎[4]在N服從二項(xiàng)分布且Yn服從廣義Pareto分布的條件下，研究了FM(x)的估計(jì)和檢驗(yàn)問題。Kus[5]在N服從Poisson分布和Yn服從指數(shù)分布的條件下獲得了FX(x)的一系列概率性質(zhì)和統(tǒng)計(jì)規(guī)律；Hemmati, Khorram和 Rezakhah[6]在N服從Poisson分布和Yn服從Weibull分布的條件下研究了FX(x)的概率性質(zhì)和統(tǒng)計(jì)推斷。在實(shí)際應(yīng)用中，上述特殊事件的發(fā)生大多是不常見的稀有事件，故文獻(xiàn)往往假定N服從Poisson分布或截?cái)嘈蚉oisson分布。

Pareto分布由于其厚尾和單調(diào)降危險(xiǎn)率的特征，廣泛應(yīng)用于社會(huì)科學(xué)、經(jīng)濟(jì)、精算、工程等領(lǐng)域。Pareto分布的各種變形和推廣日益引起重視[3-4，7]。受文獻(xiàn)[5-6]的啟發(fā)，筆者主要研究了當(dāng)N服從在零點(diǎn)截?cái)嗟腜oisson分布且Yn服從Pareto分布時(shí)復(fù)合極值分布FX(x)的概率性質(zhì)和統(tǒng)計(jì)規(guī)律，稱這個(gè)新的分布為Pareto-Poisson分布，它可視為Pareto分布的一種擾動(dòng)和推廣，能比Pareto分布適應(yīng)更大范圍、更復(fù)雜情形的統(tǒng)計(jì)建模的需要。

1 Pareto-Poisson分布的定義

P(X≤x|N=n) =P(min{Y1,…,YN}≤x|N=n)

(1)

X的分布函數(shù)為：

F(x，α,λ)=(eλ-1)-1(eλ-eλx-α)x≥1

(2)

稱式(1)或式(2)確定的分布參數(shù)是(α，λ)的Pareto-Poisson分布。

圖1 Pareto-Poisson 分布密度函數(shù)(λ=0.5; α=0.5,1,2,5) 圖2 Pareto-Poisson 分布密度函數(shù)(α=1; λ=0,1,3,8)

2 Pareto-Poisson分布的性質(zhì)

假設(shè)X服從以(α,λ)為參數(shù)的Pareto-Poisson分布，整數(shù)k≥1。由式(1)可知，k階矩E(Xk，α,λ)存在的充分必要條件是α>k。當(dāng)α>k時(shí):

(3)

令λ→0即知Pareto-Poisson分布的矩收斂于Pareto分布的矩。

定理1設(shè)X服從以(α,λ)為參數(shù)的Pareto-Poisson分布, 其分布密度為f(x，α,λ)。則X具有有限申農(nóng)熵：

(4)

證明由式(1)可知:

(5)

定理2對(duì)任何α>0，λ>0，h(x，α,λ)是x的嚴(yán)格單調(diào)降函數(shù)，且遠(yuǎn)期危險(xiǎn)率為:

定理3設(shè)X服從Pareto-Poisson分布，參數(shù)α>1,λ>0。則X的平均剩余壽命為：

(6)

(7)

證明由定義，有：

由此即得式(6)。從式(6)可知：

任給0up)=p，則易見:

(8)

3 Pareto-Poisson分布的極大似然估計(jì)

設(shè)X1,…,Xn是來(lái)自以(α,λ)為參數(shù)的Pareto-Poissson分布的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，由式(1)知對(duì)數(shù)似然函數(shù)和似然方程分別為：

(9)

(10)

故式(10)中的第2個(gè)方程無(wú)解，λ的極大似然估計(jì)不存在。下面筆者在假定λ給定或已知的條件下求α的極大似然估計(jì)。

當(dāng)α>1給定或已知時(shí)，可利用式(3)和矩法得到λ的矩估計(jì)的數(shù)值解。

表1 α的極大似然估計(jì)的均值、標(biāo)準(zhǔn)誤和迭代次數(shù)(α0為初值)

[1]馬逢時(shí),劉德輔. 復(fù)合極值分布理論及其應(yīng)用[J]. 應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)報(bào), 1979, 2(4)：366-375.

[2] 劉晶,吳新榮,李素紅. Poisson-Gumbel復(fù)合極值分布的參數(shù)估計(jì)[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策, 2007(9): 17-19.

[3] 葉孜文. 基于Poisson-GP復(fù)合極值分布的股指期貨保證金設(shè)置研究[J]. 曲阜師范大學(xué)學(xué)報(bào), 2011, 37(4): 49-52.

[4] 張香云,程維虎. 二項(xiàng)-廣義Pareto復(fù)合極值分布模型的統(tǒng)計(jì)推斷[J]. 應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)報(bào), 2012, 35(3): 560-572.

[5] Kus C. A new lifetime distribution[J]. Computational Statistics and Data Analysis, 2007, 51: 4497-4509.

[6] Hemmati F, Khorram E，Rezakhah S. A new three-parameter ageing distribution[J]. Journal of Statistical Planning and Inference, 2011, 141: 2266-2275 .

[7] 劉媚. 混合雙參數(shù)Pareto分布的假設(shè)檢驗(yàn)[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策, 2011(2): 34-35.

[8] 茆詩(shī)松,王靜龍,濮曉龍. 高等數(shù)理統(tǒng)計(jì)[M]. 北京：高等教育出版社， 1998.

2012-11-16

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(10771163)。

劉維釗(1991-)，男，現(xiàn)主要從事數(shù)理金融方面的學(xué)習(xí)。

O212

A

1673-1409(2013)04-0010-04

[編輯] 洪云飛