Articulo de referencia

Anscombe transforma

Desviación estándar de la variable aleatoria de Poisson transformada en función de la media metro {\displaystyle m} . En estadística , la transformada de Anscombe , que recibe s...

Desviación estándar de la variable aleatoria de Poisson transformada en función de la mediametro{\displaystyle m}.

En estadística , la transformada de Anscombe , que recibe su nombre de Francis Anscombe , es una transformación estabilizadora de la varianza que transforma una variable aleatoria con distribución de Poisson en una con distribución gaussiana aproximadamente estándar . La transformada de Anscombe se utiliza ampliamente en imágenes con resolución limitada por fotones (astronomía, rayos X), donde las imágenes siguen de forma natural la ley de Poisson. Generalmente, la transformada de Anscombe se utiliza para preprocesar los datos con el fin de que la desviación estándar sea aproximadamente constante. A continuación, se utilizan algoritmos de eliminación de ruido diseñados para el marco del ruido gaussiano blanco aditivo ; la estimación final se obtiene aplicando una transformada inversa de Anscombe a los datos sin ruido.

Transformación animada de Anscombe. Aquíμ{\displaystyle \mu }es la media de la distribución de Poisson transformada de Anscombe, normalizada restando por2metro+3814metro1/2{\displaystyle 2{\sqrt {m+{\tfrac {3}{8}}}}-{\tfrac {1}{4\,m^{1/2}}}}, yσ{\displaystyle \sigma }es su desviación estándar (estimada empíricamente). Observamos quemetro3/2μ{\displaystyle m^{3/2}\mu }ymetro2(σ1){\displaystyle m^{2}(\sigma -1)}permanece aproximadamente en el rango de[0,10]{\displaystyle [0,10]}durante el período, brindando apoyo empírico paraμ=O(metro3/2),σ=1+O(metro2){\displaystyle \mu =O(m^{-3/2}),\sigma =1+O(m^{-2})}

Definición

Para la distribución de Poisson, la mediametro{\displaystyle m}y varianzav{\displaystyle v}no son independientes:metro=v{\displaystyle m=v}. La transformación de Anscombe [ 1 ]

A:incógnita2incógnita+38{\displaystyle A:x\mapsto 2{\sqrt {x+{\tfrac {3}{8}}}}\,}

Su objetivo es transformar los datos de manera que la varianza se establezca aproximadamente en 1 para una media suficientemente grande; para una media de cero, la varianza sigue siendo cero.

Transforma datos de Poissonincógnita{\displaystyle x}(con mediametro{\displaystyle m}) a datos aproximadamente gaussianos de media2metro+3814metro1/2+O(1metro3/2){\displaystyle 2{\sqrt {m+{\tfrac {3}{8}}}}-{\tfrac {1}{4\,m^{1/2}}}+O\left({\tfrac {1}{m^{3/2}}}\right)} y desviación estándar1+O(1metro2){\displaystyle 1+O\left({\tfrac {1}{m^{2}}}\right)}Esta aproximación se vuelve más precisa para valores mayores.metro{\displaystyle m}, [ 2 ] como también se puede ver en la figura.

Para una variable transformada de la forma2incógnita+do{\displaystyle 2{\sqrt {x+c}}}, la expresión para la varianza tiene un término adicional38dometro{\displaystyle {\frac {{\tfrac {3}{8}}-c}{m}}}; se reduce a cero endo=38{\displaystyle c={\tfrac {3}{8}}}, que es precisamente la razón por la que se eligió este valor.

Inversión

Cuando se utiliza la transformada de Anscombe en la eliminación de ruido (es decir, cuando el objetivo es obtener deincógnita{\displaystyle x}una estimación demetro{\displaystyle m}), también se necesita su transformada inversa para devolver los datos estabilizados en varianza y sin ruido.y{\displaystyle y}al rango original. Aplicando la inversa algebraica

A1:y(y2)238{\displaystyle A^{-1}:y\mapsto \left({\frac {y}{2}}\right)^{2}-{\frac {3}{8}}}

Por lo general, introduce un sesgo no deseado en la estimación de la media.metro{\displaystyle m}, porque la transformada de raíz cuadrada hacia adelante no es lineal . A veces se utiliza la inversa asintóticamente insesgada [ 1 ].

y(y2)218{\displaystyle y\mapsto \left({\frac {y}{2}}\right)^{2}-{\frac {1}{8}}}

mitiga el problema del sesgo, pero este no es el caso en la imagen limitada por fotones, para la cual la inversa exacta sin sesgo dada por el mapeo implícito [ 3 ]

mi[2incógnita+38metro]=2incógnita=0+(incógnita+38metroincógnitamimetroincógnita¡)metro{\displaystyle \operatorname {E} \left[2{\sqrt {x+{\tfrac {3}{8}}}}\mid m\right]=2\sum _{x=0}^{+\infty }\left({\sqrt {x+{\tfrac {3}{8}}}}\cdot {\frac {m^{x}e^{-m}}{x!}}\right)\mapsto m}

debe utilizarse. Una aproximación en forma cerrada de esta inversa exacta no sesgada es [ 4 ].

y14y218+1432y1118y2+5832y3.{\displaystyle y\mapsto {\frac {1}{4}}y^{2}-{\frac {1}{8}}+{\frac {1}{4}}{\sqrt {\frac {3}{2}}}y^{-1}-{\frac {11}{8}}y^{-2}+{\frac {5}{8}}{\sqrt {\frac {3}{2}}}y^{-3}.}

Alternativas

Existen muchas otras transformaciones posibles para estabilizar la varianza de la distribución de Poisson. Bar-Lev y Enis informan [ 2 ] sobre una familia de dichas transformaciones que incluye la transformación de Anscombe. Otro miembro de la familia es la transformación de Freeman-Tukey [ 5 ].

A:incógnitaincógnita+1+incógnita.{\displaystyle A:x\mapsto {\sqrt {x+1}}+{\sqrt {x}}.\,}

Una transformación simplificada, obtenida como la primitiva del recíproco de la desviación estándar de los datos , es

A:incógnita2incógnita{\displaystyle A:x\mapsto 2{\sqrt {x}}\,}

que, si bien no es tan bueno para estabilizar la varianza, tiene la ventaja de ser más fácil de entender. De hecho, a partir del método delta ,

V[2incógnita](d(2metro)dmetro)2V[incógnita]=(1metro)2metro=1{\displaystyle V[2{\sqrt {x}}]\approx \left({\frac {d(2{\sqrt {m}})}{dm}}\right)^{2}V[x]=\left({\frac {1}{\sqrt {m}}}\right)^{2}m=1}.

Generalización

Si bien la transformada de Anscombe es apropiada para datos de Poisson puros, en muchas aplicaciones los datos también presentan un componente gaussiano aditivo. Estos casos se tratan mediante una transformada de Anscombe generalizada [ 6 ] y sus inversas asintóticamente insesgadas o exactamente insesgadas [ 7 ] .

Véase también

Referencias

  1. 1 2 Anscombe, FJ (1948), "La transformación de datos de Poisson, binomiales y binomiales negativos", Biometrika , vol. 35, n.º 3–4 , [Oxford University Press, Biometrika Trust], pp. 246–254 , doi : 10.1093/biomet/35.3-4.246 , JSTOR 2332343    
  2. 1 2 Bar-Lev, SK; Enis, P. (1988), "Sobre la elección clásica de transformaciones estabilizadoras de la varianza y una aplicación para una variable de Poisson", Biometrika , vol. 75, n.º 4, págs. 803–804 , doi : 10.1093/biomet/75.4.803   
  3. Mäkitalo, M.; Foi, A. (2011), "Inversión óptima de la transformación de Anscombe en la eliminación de ruido de imágenes Poisson de bajo conteo", IEEE Transactions on Image Processing , vol. 20, n.° 1, págs. 99–109 , Bibcode : 2011ITIP...20...99M , CiteSeerX 10.1.1.219.6735 , doi : 10.1109/TIP.2010.2056693 , PMID 20615809 , S2CID 10229455      
  4. Mäkitalo, M.; Foi, A. (2011), "Una aproximación en forma cerrada de la inversa exacta insesgada de la transformación estabilizadora de la varianza de Anscombe", IEEE Transactions on Image Processing , vol. 20, n.º 9, págs. 2697–2698 , Bibcode : 2011ITIP...20.2697M , doi : 10.1109/TIP.2011.2121085 , PMID 21356615 , S2CID 7937596     
  5. Freeman, MF; Tukey, JW (1950), "Transformaciones relacionadas con la raíz angular y la raíz cuadrada", The Annals of Mathematical Statistics , vol. 21, n.º 4, págs. 607–611 , doi : 10.1214/aoms/1177729756 , JSTOR 2236611    
  6. Starck, JL; Murtagh, F.; Bijaoui, A. (1998). Procesamiento de imágenes y análisis de datos . Cambridge University Press. ISBN 9780521599146.
  7. Mäkitalo, M.; Foi, A. (2013), "Inversión óptima de la transformación generalizada de Anscombe para ruido de Poisson-Gauss", IEEE Transactions on Image Processing , vol. 22, n.º 1, pp. 91–103 , Bibcode : 2013ITIP...22...91M , doi : 10.1109/TIP.2012.2202675 , PMID 22692910 , S2CID 206724566     

Lecturas adicionales

  • Starck, J.-L.; Murtagh, F. (2001), "Procesamiento de imágenes y señales astronómicas: análisis del ruido, la información y la escala", Signal Processing Magazine, IEEE , vol.  18, n.º  2, págs. 30–40 , Bibcode : 2001ISPM...18...30S , doi : 10.1109/79.916319 , S2CID 13210703