Loi normale rectifiée

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Loi normale rectifiée
Paramètres μ R {\displaystyle \mu \in \mathbb {R} } paramètre de position
σ > 0 {\displaystyle \sigma >0\,} paramètre d'échelle
Support x [ 0 , + [ {\displaystyle x\in [0,+\infty [\!}
Densité de probabilité Φ ( μ σ ) δ ( x ) + 1 2 π σ 2 e ( x μ ) 2 2 σ 2 U ( x ) . {\displaystyle \scriptstyle \Phi (-{\frac {\mu }{\sigma }})\delta (x)+{\frac {1}{\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}}}\mathrm {e} ^{-{\frac {(x-\mu )^{2}}{2\sigma ^{2}}}}{\textrm {U}}(x).}
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En théorie des probabilités et en statistique, la loi normale rectifiée est une modification de la loi normale lorsque ses valeurs négatives sont « remises à » 0. C'est une loi mixte issue d'un mélange entre une loi de probabilité discrète (mesure de Dirac en 0) et une loi de probabilité à densité (loi normale tronquée sur ] 0 , [ {\displaystyle \scriptstyle ]0,\infty [} ).

Une variable aléatoire qui suit une loi normale rectifiée est notée : X N R ( μ , σ 2 ) {\displaystyle X\sim {\mathcal {N}}^{\textrm {R}}(\mu ,\sigma ^{2})} .

Densité de probabilité

La densité de probabilité d'une loi normale rectifiée est donnée par

f ( x ; μ , σ 2 ) = Φ ( μ σ ) δ ( x ) + 1 2 π σ 2 e ( x μ ) 2 2 σ 2 U ( x ) . {\displaystyle f(x;\mu ,\sigma ^{2})=\Phi (-{\frac {\mu }{\sigma }})\delta (x)+{\frac {1}{\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}}}\;\mathrm {e} ^{-{\frac {(x-\mu )^{2}}{2\sigma ^{2}}}}{\textrm {U}}(x).}
Comparaison d'une loi normale, d'une loi normale rectifiée et d'une loi normale tronquée.

Ici, Φ {\displaystyle \Phi } est la fonction de répartition de la loi normale :

Φ ( x ) = 1 2 π x e t 2 / 2 d t x R , {\displaystyle \Phi (x)={\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}\int _{-\infty }^{x}\mathrm {e} ^{-t^{2}/2}\,\mathrm {d} t\quad x\in \mathbb {R} ,}

δ {\displaystyle \delta } est la distribution de Dirac :

δ ( x ) = { , x = 0 0 , x 0 {\displaystyle \delta (x)={\begin{cases}\infty ,&x=0\\0,&x\neq 0\end{cases}}}

et, U {\displaystyle {\textrm {U}}} est la fonction de Heaviside:

U ( x ) = { 0 , x 0 , 1 , x > 0. {\displaystyle {\textrm {U}}(x)={\begin{cases}0,&x\leq 0,\\1,&x>0.\end{cases}}}

Forme alternative

Une alternative simple est de considérer le cas où

S N ( μ , σ 2 ) , X = max ( 0 , S ) , {\displaystyle S\sim {\mathcal {N}}(\mu ,\sigma ^{2}),X=\max(0,S),}

alors,

X N R ( μ , σ 2 ) {\displaystyle X\sim {\mathcal {N}}^{\textrm {R}}(\mu ,\sigma ^{2})}

Références

  • (en) Maxime Beauchamp, « On numerical computation for the distribution of the convolution of N independent rectified Gaussian variables », Journal de la Société Française de Statistique, vol. 159, no 1,‎ (lire en ligne)
v · m
Lois discrètes
à support fini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
N paramètres de forme
à support infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
Lois absolument continues
à support compact
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
à support semi-infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
N paramètres de forme
à support infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
Autres types de lois
Lois à support mixte continu-discret
  • normale rectifiée
Lois à support variable
Lois multidimensionnelles
Discrètes
Continues
Matricielles
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Multidimensionnelles
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