σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
uantCraft Academyخرائط الطريقالمسارات
Ctrl K
AO
+1.2k متعلّم
تسجيل الدخولانضم ↗
خرائط الطريقالمسارات
AO
+1.2k متعلّم
تسجيل الدخول
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
uantCraft Academyخرائط الطريقالمسارات
Ctrl K
AO
+1.2k متعلّم
تسجيل الدخولانضم ↗
خرائط الطريقالمسارات
AO
+1.2k متعلّم
تسجيل الدخول
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
مسار Bayesian Inference›الوحدة 2 · أخذ عينات من التوزيع اللاحق›الموضوع 2.2·~55 دمتقدم

أخذ عينات جيبس

الموضع في المسارالوحدة 2 من 3 · الموضوع 2 من 2
2.2 أخذ عينات جيبس
—درجة المختبر— / 100إجمالي XP—التتابع—

تحديث جزء واحد في كل مرة

بعض التوزيعات اللاحقة صعبة في مجموعها لكنها سهلة جزءًا جزءًا. وتستفيد من ذلك عيّنات جيبس. فمع مجهولين، مثل متوسط μ\muμ ودقة τ\tauτ (واحد على التباين)، لا تحتاج إلى توزيعهما المشترك. اسحب μ\muμ من توزيعه بمعلومية τ\tauτ الحالية. ثم اسحب τ\tauτ من توزيعها بمعلومية μ\muμ الجديدة. وكرر. وكل سحب سحب شرطي ويُقبل دائمًا: فعلى خلاف ميتروبوليس-هاستينغز لا توجد خطوة قبول أو رفض. والأزواج التي تجمعها تكوّن سلسلة تستكشف التوزيع اللاحق المشترك.

μ∣τ,x∼N ⁣(P0m0+nτxˉP0+nτ, 1P0+nτ),τ∣μ,x∼Gamma ⁣(a+n2, b+∑(xi−μ)22)\mu\mid\tau,x\sim N\!\left(\frac{P_0m_0+n\tau\bar x}{P_0+n\tau},\ \frac{1}{P_0+n\tau}\right),\qquad \tau\mid\mu,x\sim\mathrm{Gamma}\!\left(a+\frac n2,\ b+\frac{\sum(x_i-\mu)^{2}}{2}\right)μ∣τ,x∼N(P0​+nτP0​m0​+nτxˉ​, P0​+nτ1​),τ∣μ,x∼Gamma(a+2n​, b+2∑(xi​−μ)2​)(1)

تعمل عيّنات جيبس بأفضل صورة حين لا تكون الأجزاء مرتبطة بإحكام. فإن كان المجهولان شديدي الارتباط لم تستطع كل عينة شرطية إلا خطوة ضئيلة على الحافة الضيقة، فتتعرج السلسلة وتتحرك ببطء. مثال بمتغيرين: إذا كان xxx وyyy طبيعيين ثنائيين بارتباط ρ\rhoρ فإن xxx بمعلومية yyy طبيعي بمتوسط ρy\rho yρy وانحراف معياري 1−ρ2\sqrt{1-\rho^{2}}1−ρ2​. ومع ρ=0.8\rho=0.8ρ=0.8 وy=2y=2y=2 يكون متوسط سحب xxx هو 1.61.61.6 وانحرافه 0.60.60.6. ومع ρ=0.99\rho=0.99ρ=0.99 ينخفض الانحراف إلى 0.140.140.14 وتصبح الخطوات ضئيلة.

الخطوتان الشرطيتان بالأرقاملنفترض n=25n=25n=25 عائدًا بمتوسط xˉ=0.5\bar x=0.5xˉ=0.5 والتباين الحالي σ2=4\sigma^{2}=4σ2=4 أي τ=0.25\tau=0.25τ=0.25. ومع المسبق N(0,102)N(0,10^{2})N(0,102) تكون دقة المسبق P0=0.01P_0=0.01P0​=0.01. ودقة البيانات nτ=6.25n\tau=6.25nτ=6.25. فيُسحب μ\muμ من طبيعي متوسطه 6.25×0.5/6.26=0.4996.25\times0.5/6.26=0.4996.25×0.5/6.26=0.499 وانحرافه المعياري 1/6.26=0.4001/\sqrt{6.26}=0.4001/6.26​=0.400. ثم مع a=b=1a=b=1a=b=1 و∑(xi−μ)2=100\sum(x_i-\mu)^{2}=100∑(xi​−μ)2=100 تُسحب الدقة من Gamma(13.5, 51)\mathrm{Gamma}(13.5,\ 51)Gamma(13.5, 51) ومتوسطها 13.5/51=0.26513.5/51=0.26513.5/51=0.265 أي تباين نحو 3.83.83.8.
  • عيّنات جيبس: اسحب كل مجهول بالتناوب من توزيعه الشرطي بمعلومية الباقي.
  • بلا رفض: يُحتفظ بكل سحب شرطي، لكن يجب أن يسهل السحب من كل توزيع شرطي.
  • الارتباط القوي بين المجهولات يجعل السلسلة تتعرج وتختلط ببطء.

المختبر: ما الذي يُقيَّم

  • متوسط شرطي15 نقطة
  • انتشار شرطي10 نقطة
  • سحب المتوسط15 نقطة
  • سحب الدقة15 نقطة
  • بلا خطوة رفض10 نقطة
  • مسح واحد10 نقطة
  • طابق المصطلحات10 نقطة
  • الارتباط القوي يبطئ جيبس15 نقطة
0/ 8 تمت الإجابة
المهام
1إجابة رقمية15 نقطةبلا إجابة

xxx وyyy طبيعيان ثنائيان بارتباط ρ=0.8\rho=0.8ρ=0.8. بمعلومية y=2y=2y=2 ما متوسط ρy\rho yρy للتوزيع الشرطي لـ xxx؟

m=m =m=المقبول: ± 0.01
2إجابة رقمية10 نقطةبلا إجابة

ما الانحراف المعياري 1−ρ2\sqrt{1-\rho^{2}}1−ρ2​ لذلك التوزيع الشرطي؟ أعطه بخانتين عشريتين.

s=s =s=المقبول: ± 0.005
3إجابة رقمية15 نقطةبلا إجابة

مع n=25n=25n=25 وxˉ=0.5\bar x=0.5xˉ=0.5 وτ=0.25\tau=0.25τ=0.25 والمسبق N(0,102)N(0,10^{2})N(0,102) تكون دقة الشرطي لـ μ\muμ هي 0.01+25×0.25=6.260.01+25\times0.25=6.260.01+25×0.25=6.26. ما متوسطه 6.25×0.5 / 6.266.25\times0.5\,/\,6.266.25×0.5/6.26؟ أعطه بثلاث خانات عشرية.

m=m =m=المقبول: ± 0.002
4إجابة رقمية15 نقطةبلا إجابة

مع a=b=1a=b=1a=b=1 وn=25n=25n=25 و∑(xi−μ)2=100\sum(x_i-\mu)^{2}=100∑(xi​−μ)2=100 يكون الشرطي لـ τ\tauτ هو Gamma(a+n/2, b+100/2)\mathrm{Gamma}(a+n/2,\ b+100/2)Gamma(a+n/2, b+100/2). ما متوسطه أي الشكل مقسومًا على المعدل؟ أعطه بثلاث خانات عشرية.

t=t =t=المقبول: ± 0.002
5اختيار10 نقطةبلا إجابة

لماذا لا تحتاج عيّنات جيبس إلى خطوة قبول أو رفض؟

6رتّب الخطوات10 نقطةبلا إجابة

رتّب خطوات عيّنة جيبس.

اسحب لإعادة الترتيب، أو ركّز على عنصر واضغط مسافة لرفعه والأسهم لتحريكه ومسافة لإفلاته.

  1. 1سجّل الزوج
  2. 2اسحب المتوسط بمعلومية الدقة
  3. 3اختر قيمًا ابتدائية
  4. 4اسحب الدقة بمعلومية المتوسط الجديد
  5. 5كرر مرات كثيرة واحذف الإحماء
7مطابقة10 نقطةبلا إجابة

طابق كل مصطلح بمعناه.

اختر مقابل كل عنصر في اليسار.

عيّنات جيبس
التوزيع الشرطي
المسح
اختلاط بطيء
8اشرح بكلماتك15 نقطةبلا إجابة

في جملة أو جملتين اشرح لماذا تكون عيّنة جيبس بطيئة عندما يكون المجهولان شديدي الارتباط.

وضع الرياضياتإدخال بلوحة المفاتيح أو LaTeXالمهمة 1 من 8 · Ctrl ⏎ للتحقق

سجّل الدخول لتشغيل الكود الخاص بك.

قراءة كل المحاضرات مجانية. أنشئ حسابًا أو سجّل الدخول لتشغيل الكود وتنفيذ الاختبارات وتسليم هذا المختبر.

  • بيئة تطوير داخل المتصفح مع طرفية bash — لا حاجة لتثبيت أي شيء
  • تصحيح فوري ونقاط خبرة ومكانك في المسار
إنشاء حسابتسجيل الدخول
أو
المتابعة عبر GitHub