Articulo de referencia

Distancia de variación total de medidas de probabilidad

La distancia de variación total es la mitad del área absoluta entre las dos curvas: la mitad del área sombreada arriba. En teoría de la probabilidad , la distancia de variación ...

La distancia de variación total es la mitad del área absoluta entre las dos curvas: la mitad del área sombreada arriba.

En teoría de la probabilidad , la distancia de variación total es una distancia estadística entre distribuciones de probabilidad , y a veces se la denomina distancia estadística , diferencia estadística o distancia variacional .

Definición

Consideremos un espacio mensurable(Ω,F){\displaystyle (\Omega,{\mathcal {F}})}y medidas de probabilidadPAG{\displaystyle P}yQ{\displaystyle Q}definido en(Ω,F){\displaystyle (\Omega,{\mathcal {F}})}. La distancia de variación total entrePAG{\displaystyle P}yQ{\displaystyle Q}se define como [ 1 ]

δ(PAG,Q)=sorberAF|PAG(A)Q(A)|.{\displaystyle \delta (P,Q)=\sup _{A\in {\mathcal {F}}}\left|P(A)-Q(A)\right|.}

Esta es la mayor diferencia absoluta entre las probabilidades que las dos distribuciones de probabilidad asignan al mismo evento.

Propiedades

La distancia de variación total es una f -divergencia y una métrica de probabilidad integral .

Relación con otras distancias

La distancia de variación total está relacionada con la divergencia de Kullback-Leibler mediante la desigualdad de Pinsker :

δ(PAG,Q)12DKL(PAGQ).{\displaystyle \delta (P,Q)\leq {\sqrt {{\frac {1}{2}}D_{\mathrm {KL} }(P\parallel Q)}}.}

También se tiene la siguiente desigualdad, debida a Bretagnolle y Huber [ 2 ] (véase también [ 3 ] ), que tiene la ventaja de proporcionar una cota no vacía incluso cuandoDKL(PAGQ)>2:{\displaystyle \textstyle D_{\mathrm {KL} }(P\parallel Q)>2\colon }

δ(PAG,Q)1miDKL(PAGQ).{\displaystyle \delta (P,Q)\leq {\sqrt {1-e^{-D_{\mathrm {KL} }(P\parallel Q)}}}.}

La distancia de variación total es la mitad de la distancia L 1 entre las funciones de probabilidad: en dominios discretos, esta es la distancia entre las funciones de masa de probabilidad [ 4 ].

δ(PAG,Q)=12incógnita|PAG(incógnita)Q(incógnita)|,{\displaystyle \delta (P,Q)={\frac {1}{2}}\sum _{x}|P(x)-Q(x)|,}

y cuando las distribuciones tienen funciones de densidad de probabilidad estándar p y q , [ 5 ]

δ(PAG,Q)=12|pag(incógnita)q(incógnita)|dincógnita{\displaystyle \delta (P,Q)={\frac {1}{2}}\int |p(x)-q(x)|\,\mathrm {d} x}

(o la distancia análoga entre derivadas de Radon-Nikodym con cualquier medida dominante común ). Este resultado se puede demostrar observando que el supremo en la definición se alcanza exactamente en el conjunto donde una distribución domina a la otra. [ 6 ]

La distancia de variación total está relacionada con la distancia de Hellinger.H(PAG,Q){\displaystyle H(P,Q)}de la siguiente manera: [ 7 ]

H2(PAG,Q)δ(PAG,Q)2H(PAG,Q).{\displaystyle H^{2}(P,Q)\leq \delta (P,Q)\leq {\sqrt {2}}H(P,Q).}

Estas desigualdades se derivan inmediatamente de las desigualdades entre la norma 1 y la norma 2 .

Conexión con la teoría del transporte

La distancia de variación total (o la mitad de la norma) surge como el costo de transporte óptimo, cuando la función de costo esdo(incógnita,y)=1incógnitay{\displaystyle c(x,y)={\mathbf {1} }_{x\neq y}}, eso es,

12PAGQ1=δ(PAG,Q)=inf{PAG(incógnitaY):Ley(incógnita)=PAG,Ley(Y)=Q}=infπmiπ[1incógnitay],{\displaystyle {\frac {1}{2}}\|PQ\|_{1}=\delta (P,Q)=\inf {\big \{}\mathbb {P} (X\neq Y):{\text{Ley}}(X)=P,{\text{Ley}}(Y)=Q{\big \}}=\inf _{\pi }\operatorname {E} _{\pi }[{\mathbf {1} }_{x\neq y}],}

donde la esperanza se toma con respecto a la medida de probabilidad.π{\displaystyle \pi }en el espacio donde(incógnita,y){\displaystyle (x,y)}vidas, y el ínfimo se toma sobre todas ellasπ{\displaystyle \pi }con márgenesPAG{\displaystyle P}yQ{\displaystyle Q}, respectivamente. [ 8 ]

Véase también

Referencias

  1. Chatterjee, Sourav . "Distancias entre medidas de probabilidad" (PDF) . UC Berkeley. Archivado del original (PDF) el 8 de julio de 2008. Recuperado el 21 de junio de 2013 .
  2. ^ Bretagnolle, J.; Huber, C, Estimation des densités: risque minimax , Séminaire de Probabilités, XII (Univ. Strasbourg, Estrasburgo, 1976/1977), págs. 342–363, Lecture Notes in Math., 649, Springer, Berlín, 1978, Lema 2.1 (francés).
  3. Tsybakov, Alexandre B., Introducción a la estimación no paramétrica , Revisado y ampliado a partir del original francés de 2004. Traducido por Vladimir Zaiats. Springer Series in Statistics. Springer, Nueva York, 2009. xii+214 pp. ISBN 978-0-387-79051-0, Ecuación 2.25.
  4. David A. Levin, Yuval Peres , Elizabeth L. Wilmer , Markov Chains and Mixing Times , 2.ª ed. revisada (AMS, 2017), Proposición 4.2, pág. 48.
  5. Tsybakov, Aleksandr B. (2009). Introducción a la estimación no paramétrica (versión revisada y ampliada de la edición francesa ). Nueva York, NY: Springer. Lema 2.1. ISBN  978-0-387-79051-0.
  6. Devroye, Luc ; Györfi, Laszlo; Lugosi, Gabor (1996-04-04). A Probabilistic Theory of Pattern Recognition (Edición corregida ). Nueva York: Springer. ISBN  978-0-387-94618-4.
  7. Harsha, Prahladh (23 de septiembre de 2011). "Apuntes de clase sobre complejidad de la comunicación" (PDF) .
  8. ^ Villani, Cédric (2009). Transporte Óptimo, Antiguo y Nuevo . Grundlehren der mathematischen Wissenschaften. vol. 338. Springer-Verlag Berlín Heidelberg. pag. 10.doi : 10.1007 /978-3-540-71050-9 . ISBN   978-3-540-71049-3.