3.9 Distr. Contínuas Especiais

Para maiores detalhes recomenda-se (Johnson, Kotz, and Balakrishnan 1994) e (Johnson, Kotz, and Balakrishnan 1995). McLaughlin (2016) traz um compêndio de distribuições de probabilidade.

3.9.1 Uniforme Contínua \(\cdot \; \mathcal{U}(a,b)\)

A distribuição uniforme no intervalo \(\left[ a,b \right]\) tem sua (função) densidade (de probabilidade) definida por

\[\begin{equation} f(x|a,b) = \frac{1}{b-a} \tag{3.72} \end{equation}\]

onde \(a \le x \le b\), \(-\infty < a,b < \infty\) com \(b>a\). Função distribuição acumulada

\[\begin{equation} F(x|a,b) = Pr(X<x) = \frac{x-a}{b-a} \tag{3.73} \end{equation}\]

Esperança \[\begin{equation} E(X) = \frac{a+b}{2} \tag{3.74} \end{equation}\]

Variância \[\begin{equation} V(X) = \frac{(b-a)^2}{12} \tag{3.75} \end{equation}\]

Exercício 3.24 Demonstre as Equações (3.73), (3.74) e (3.75) considerando as identidades (3.76) e (3.77).

\[\begin{equation} a^2 - b^2 = (a-b)(a+b) \tag{3.76} \end{equation}\]

\[\begin{equation} a^3 - b^3 = (a-b)(a^2+ab+b^2) \tag{3.77} \end{equation}\]

3.9.2 Normal \(\cdot \; \mathcal{N}(\mu,\sigma)\)

A distribuição normal ou gaussiana (em homenagem a Johann Carl Friedrich Gauss) é anotada por \(\mathcal{N}(\mu,\sigma)\). Sua fdp e dada por \[\begin{equation} f(x|\mu,\sigma) = \frac{1}{\sqrt{2\pi} \sigma} \exp \bigg\{ -\frac{1}{2} \left( \frac{x-\mu}{\sigma} \right) ^2 \bigg\} \tag{3.78} \end{equation}\]

para \(-\infty < x < \infty\), \(-\infty < \mu < \infty\), \(\sigma > 0\). Os parâmetros \(\mu\) e \(\sigma\) podem ser calculados respectivamente pelas Equações (2.13) e (2.34). A notação \(\exp\{...\}\) representa o número de Euler elevado à expressão delimitada pelos colchetes.

A distribuição normal padrão é dada pela expressão \[\begin{equation} f(z|\mu=0, \sigma=1) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}} \exp \bigg\{ -\frac{z^2}{2} \bigg\} \tag{3.79} \end{equation}\]

para \(-\infty < z < \infty\).

Exemplo 3.36 A distribuição normal pode ser operada com as funções dnorm (densidade), pnorm (probabilidade acumulada), qnorm (quantil) e rnorm (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma N(0,1)
pnorm(2)

## [1] 0.9772499

# quantil que limita 2.5% em uma N(0,1)
qnorm(0.025)

## [1] -1.959964

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma N(0,1)
set.seed(999); x <- rnorm(1000)
summary(x)

##      Min.   1st Qu.    Median      Mean   3rd Qu.      Max. 
## -3.073370 -0.705544 -0.009566 -0.032516  0.636537  3.061137

# densidade de uma N(0,1), sobrepondo valores simulados
hist(x, freq = F,main = 'N(0,1)')
curve(dnorm(x), add = T, col = 'red')

Exercício 3.25 Assita ao vídeo But what is the Central Limit Theorem? do canal 3Blue1Brown. Agradeço ao Vitor Luiz Cavagnolli Machado pela sugestão.

Exercício 3.26 Leia o artigo 68–95–99.7 rule.

3.9.2.1 Teorema Central do Limite

O Teorema Central do Limite (TCL) é um dos principais resultados da Probabilidade. Ele mostra que, sob certas condições razoavelmente alcançadas na prática, a soma ou média de uma sequência de variáveis aleatórias independentes e identicamente distribuídas (iid)²² têm distribuição aproximadamente normal. Este resultado permite a resolução aproximada de problemas que envolvam muitos cálculos, usualmente impraticáveis dado o volume de operações necessárias.

Teorema 3.2 (Teorema Central do Limite de Lindeberg-Lévy) Seja \(X_{1}, X_{2}, \ldots, X_{n}\) uma sequência de variáveis aleatórias iid com \(E(X_{i}) = \mu\) e \(V(X_{i}) = \sigma^2\). Considerando \(S=X_{1}+X_{2}+\ldots+X_{n}\), \(M=S/n\) e se \(n \longrightarrow \infty\), então \[\begin{equation} Z = \frac{S - n\mu}{\sigma \sqrt{n}} = \frac{M - \mu}{\sigma / \sqrt{n}} \xrightarrow{D} \mathcal{N}(0,1). \tag{3.80} \end{equation}\]

A simbologia \(\xrightarrow{D}\) indica uma convergência em distribuição conforme Eq. (3.118).

A correção de continuidade ocorre quando soma-se 0.5 no numerador da Equação (3.80). (James 2010) sugere o uso da expressão ‘Teorema Central do Limite’ no lugar de ‘Teorema do Limite Central’, pois central é o teorema, não o limite. A origem da expressão é atribuída ao matemático húngaro George Pólya, ao se referir a der zentrale Grenzwertsatz, i.e., o ‘central’ refere-se ao ‘teorema do limite’.

3.9.2.2 Aproximando a binomial pela normal

A proporção é uma média no caso de a variável admitir apenas os valores 0 e 1, portanto o TCL se aplica diretamente a este tipo de estrutura.

Exemplo 3.37 (Aproximação da binomial pela normal) Se considerarmos \(n=420\) lançamentos de uma moeda com \(p=0.5\), temos que a v.a. \(X\): número de caras é tal que \(X \sim \mathcal{B}(420,0.5)\). A probabilidade de obtermos até 200 caras pode ser aproximada pelo pelo TCL. \[ Pr(X \le 200) \approx Pr \left( Z < \frac{200-420\times 0.5}{\sqrt{420 \times 0.5 \times 0.5}} \right) = \Phi(-0.9759) \approx 0.164557. \] Utilizando a correção de continuidade, \[ Pr(X \le 200) \approx Pr \left( Z < \frac{200+0.5-420\times 0.5}{\sqrt{420 \times 0.5 \times 0.5}} \right) = \Phi(-0.9271) \approx 0.176936. \] Com um computador é possível calcular a probabilidade exata, perceba a proximidade dos resultados. \[ Pr(X \le 200) = \left[ {420 \choose 0} + {420 \choose 1} + \cdots + {420 \choose 200} \right] 0.5^{420} = 0.1769429. \]

n <- 420
p <- 0.5
S <- 200
mS <- n*p  # 210
sS <- sqrt(n*p*(1-p))  # 10.24695
# Aproximação da binomial pela normal SEM correção de continuidade
(z <- (S-mS)/sS)

## [1] -0.9759001

pnorm(z)

## [1] 0.164557

# Aproximação da binomial pela normal COM correção de continuidade
(zc <- (S+0.5-mS)/sS)

## [1] -0.9271051

pnorm(zc)

## [1] 0.176936

# Probabilidade exata
pbinom(S,n,p)

## [1] 0.1769429

3.9.2.3 Aproximando a Poisson pela normal

Para saber mais

(Patel and Read 1982) trazem uma coleção de resultados e propriedades relacionados à distribuição normal. (Tong 1990) fornece um tratamento abrangente de resultados relacionados à distribuição normal multivariada. Os temas principais são dependência, desigualdades de probabilidade e seus papéis na teoria e aplicações.

3.9.3 Exponencial \(\cdot \; \mathcal{E}(\lambda)\)

Considere novamente o pedágio descrito na Seção 3.7.4, onde passam em média \(\lambda\) veículos por minuto. Pode-se inverter a leitura, colocando o tempo entre cada carro como a nova variável de interesse. Assim, neste pedágio passa 1 carro a cada \(\frac{1}{\lambda}\) minutos. A variável aleatória contínua \(X\): ‘tempo entre veículos’ tem distribuição exponencial de parâmetro \(\lambda\), denotada por \[ X \sim \mathcal{E}(\lambda), \] onde \(x > 0\) e \(\lambda > 0\) indica o parâmetro de taxa. A função densidade exponencial é dada por \[\begin{equation} f(x|\lambda) = \lambda e^{-\lambda x} \tag{3.81} \end{equation}\] onde \(e\) é o número de Euler. Sua função distribuição acumulada é dada por \[\begin{equation} F(x|\lambda) = Pr(X \le x) = 1 - e^{-\lambda x} \tag{3.82} \end{equation}\] A esperança e variância são dadas por \[\begin{equation} E(X)= \frac{1}{\lambda} = \lambda^{-1} \tag{3.83} \end{equation}\] \[\begin{equation} V(X)=\frac{1}{\lambda^2} = \lambda^{-2} \tag{3.84} \end{equation}\]

Exemplo 3.38 A distribuição exponencial pode ser operada com as funções dexp (densidade), pexp (probabilidade acumulada), qexp (quantil) e rexp (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma exponencial de taxa 1
pexp(2, 1)

## [1] 0.8646647

# quantil que limita 2.5% em uma exponencial de taxa 1
qexp(0.025, 1)

## [1] 0.02531781

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma exponencial de taxa 1
set.seed(999); x <- rexp(1000, 1)
summary(x)

##    Min. 1st Qu.  Median    Mean 3rd Qu.    Max. 
## 0.00011 0.29347 0.69805 1.00508 1.41511 5.42528

# densidade de uma exponencial de taxa 1, sobrepondo valores simulados
hist(x, freq = F, ylim = c(0,1), main = 'Exp(1)')
curve(dexp(x,1), add = T, col = 'red')

Exemplo 3.39 Considere um pedágio onde passam em média \(\lambda = 2\) veículos por minuto. Assim, \[ X \sim \mathcal{E}(2),\] \[ f(x) = 2 e^{-2 x}, \] \[ E(X)=\frac{1}{2}=0.5, \] \[ V(X)=\frac{1}{2^2}=0.25, \] \[ D(X) = \sqrt{0.25} = 0.5. \]

Exercício 3.27 Considerando os dados do Exemplo 3.39:
a. Defina \(F(x)\).
b. Obtenha \(Pr(X<1)\).
c. Obteha \(Pr(X>2)\).
d. Faça o esboço do gráfico de \(f(x)\).
\(\\\)

Exercício 3.28 Considere a densidade da exponencial dada pela Eq. (3.81), as definições (3.69), (3.70) e (3.46).
a. Mostre que \(F(x) = 1-e^{-\lambda x}\).
b. Mostre que \(E(X) = \lambda^{-1}\).
c. Mostre que \(V(X) = \lambda^{-2}\).
\(\\\)

A distribuição exponencial também pode ser parametrizada por um parâmetro de escala \(\beta = \frac{1}{\lambda}\). Assim,

\[\begin{equation} f(x|\beta) = \frac{1}{\beta}e^{-x/\beta} \tag{3.85} \end{equation}\] \[\begin{equation} F(x|\beta) = Pr(X \le x) = 1 - e^{-x/\beta} \tag{3.86} \end{equation}\] A esperança e variância são dadas por \[\begin{equation} E(X)= \beta \tag{3.87} \end{equation}\] \[\begin{equation} V(X)=\beta^2 \tag{3.88} \end{equation}\]

3.9.4 \(t\) de Student \(\cdot \; \mathcal{t_\nu}\)

Se \(X \sim t_\nu\), então sua fdp é dada por

\[\begin{equation} f(x|\nu) = \frac{\Gamma \left( \frac{\nu+1}{2} \right)}{\Gamma \left( \frac{\nu}{2} \right) \sqrt{\nu \pi}} \left( 1+\frac{x^2}{\nu} \right)^{-\frac{\nu + 1}{2}} \tag{3.89} \end{equation}\]

onde \(-\infty < x < \infty\), \(\nu > 0\) indica os graus de liberdade e \(\Gamma\) indica a função gama tal que

\[\begin{equation} \Gamma(x) = \int_{0}^{\infty} t^{x-1} e^{-t} dt \tag{3.90} \end{equation}\]

De forma equivalente pode-se anotar \(X \sim t(\nu)\).

Exemplo 3.40 A distribuição \(t\) pode ser operada com as funções dt (densidade), pt (probabilidade acumulada), qt (quantil) e rt (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma t com 1 gl
pt(2, 1)

## [1] 0.8524164

# quantil que limita 2.5% em uma t com 1 gl
qt(0.025, 1)

## [1] -12.7062

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma t com 1 gl
set.seed(246); x <- rt(1000, 1)
summary(x)

##      Min.   1st Qu.    Median      Mean   3rd Qu.      Max. 
## -305.1952   -1.1336   -0.0891    0.3420    1.0430 1294.5135

# densidade de uma t com 1 grau de liberdade, sobrepondo valores simulados
hist(x, 3000, freq = F, xlim = c(-15,15), main = expression(italic('t')(1)))
curve(dt(x,1), add = T, col = 'red')

3.9.5 Qui-quadrado \(\cdot \; \mathcal{\chi}^2_\nu\)

Se \(X \sim \chi^2_\nu\), então sua fdp é dada por

\[\begin{equation} f(x|\nu) = \frac{1}{\Gamma \left( \frac{\nu}{2} \right) 2^{\nu/2}} x^{\frac{\nu}{2}-1} e^{-\frac{x}{2}} \tag{3.91} \end{equation}\]

onde \(x > 0\), \(\nu > 0\) indica os graus de liberdade e \(\Gamma\) é a função gama conforme Eq. (3.90). De forma equivalente pode-se anotar \(X \sim \chi^2(\nu)\).

Exemplo 3.41 A distribuição \(\chi^2\) pode ser operada com as funções dchisq (densidade), pchisq (probabilidade acumulada), qchisq (quantil) e rchisq (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma \chi^2 com 1 gl
gl <- 1
pchisq(2, gl)

## [1] 0.8427008

# quantil que limita 2.5% em uma \chi^2 com 1 gl
qchisq(0.025, gl)

## [1] 0.0009820691

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma \chi^2 com 1 gl
set.seed(135); x <- rchisq(1000, gl)
summary(x)

##    Min. 1st Qu.  Median    Mean 3rd Qu.    Max. 
## 0.00000 0.08634 0.42728 0.98606 1.30768 8.91451

# densidade de uma \chi^2 com 1 grau de liberdade, sobrepondo valores simulados
hist(x, 50, freq = F, main = bquote(chi^2~  (.(gl))))
curve(dchisq(x,1), 0, 10, add = T, col = 'red')

Caracterização

\(Q \sim \chi^2_\nu\) se

\[\begin{equation} Q = \sum_{i=1}^\nu Z_i^2 \tag{3.92} \end{equation}\]

onde \(Z_i^2 \sim \mathcal{N}(0,1)\), \(i \in \{1,\ldots,\nu\}\).

Exemplo 3.42 É possível simular uma qui-quadrado com 1 grau de liberdade.

# via normal padrão ao quadrado
set.seed(1234); q1 <- rnorm(1000)^2
# via base::rchisq
set.seed(5678); q2 <- rchisq(1000,1)
par(mfrow=c(1,2))
h1 <- hist(q1, 30, freq = FALSE, main = 'Via normal padrão ao quadrado')
curve(dchisq(x, 1), range(h1$breaks), add = TRUE, col = 'red')
h2 <- hist(q2, 30, freq = FALSE, main = 'Via base::rchisq')
curve(dchisq(x, 1), range(h2$breaks), add = TRUE, col = 'red')

# verificando a aderência das simulações
ks.test(q1, q2)

## 
##  Asymptotic two-sample Kolmogorov-Smirnov test
## 
## data:  q1 and q2
## D = 0.026, p-value = 0.8879
## alternative hypothesis: two-sided

Exercício 3.29 Simule uma qui-quadrado com 3 graus de liberdadade via Eq. (3.92). Compare com a simulação obtida via rchisq.

3.9.6 Fisher-Snedecor \(\cdot \; \mathcal{F}_\nu\)

Se \(X \sim \mathcal{F}_{\nu_1,\nu_2}\), então sua fdp é dada por

\[\begin{equation} f(x|\nu_1,\nu_2) = \frac{\sqrt{\frac{(\nu_1 x)^{\nu_1} \nu_2^{\nu_2}}{(\nu_1 x+\nu_2)^{\nu_1 + \nu_2}}}}{x B\left( \frac{\nu_1}{2}, \frac{\nu_2}{2} \right)} \tag{3.93} \end{equation}\]

onde \(x > 0\), \(\nu_1 > 0\) indica os graus de liberdade do numerador, \(\nu_2 > 0\) indica os graus de liberdade do denominador e \(B\) indica a função beta, tal que

\[\begin{equation} B(x_1,x_2) = \int_{0}^{1} t^{x_1 - 1} (1-t)^{x_2 - 1} dt = \frac{\Gamma(x_1) \Gamma(x_2)}{\Gamma(x_1+x_2)} \tag{3.94} \end{equation}\]

Exemplo 3.43 A distribuição \(\mathcal{F}\) pode ser operada com as funções df (densidade), pf (probabilidade acumulada), qf (quantil) e rf (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma F com 1 gl do numerador e 3 gl do denominador
gl1 <- 1
gl2 <- 3
pf(2, gl1, gl2)

## [1] 0.7477845

# quantil que limita 2.5% em uma F(1,3)
qf(0.025, gl1, gl2)

## [1] 0.001157189

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma F(1,3)
set.seed(1010); x <- rf(1000, gl1, gl2)
summary(x)

##     Min.  1st Qu.   Median     Mean  3rd Qu.     Max. 
##   0.0000   0.1073   0.5564   2.3601   1.9758 120.0880

# densidade de uma F(1,3), sobrepondo valores simulados
hist(x, 500, freq = F, xlim = c(0,10), main = bquote(F(.(gl1),.(gl2))))
curve(df(x, gl1, gl2), 0, 10, add = TRUE, col = 'red')

Caracterização

\(X \sim \mathcal{F}_{\nu_1,\nu_2}\) se

\[\begin{equation} X = \frac{Q_1/\nu_1}{Q_2/\nu_2} \tag{3.95} \end{equation}\]

onde \(Q_1 \sim \chi^2_{\nu_1}\) e \(Q_2 \sim \chi^2_{\nu_2}\).

Exemplo 3.44 É possível simular uma \(\mathcal{F}\) com \(\nu_1=1\) grau de liberdade no numerador e \(\nu_2=3\) graus de liberdade no denominador.

set.seed(1234); q1 <- rchisq(1000, 1)
set.seed(5678); q2 <- rchisq(1000, 3)
x1 <- (q1/1)/(q2/3)
x2 <- rf(1000, 1, 3)
par(mfrow=c(1,2))
hist(x1, 50, xlim = c(0,20))
hist(x2, 100, xlim = c(0,20))

ks.test(x1, x2)

## 
##  Asymptotic two-sample Kolmogorov-Smirnov test
## 
## data:  x1 and x2
## D = 0.023, p-value = 0.9541
## alternative hypothesis: two-sided

3.9.7 Beta \(\cdot \; \mathcal{Beta}(\alpha,\beta)\)

A função densidade beta é dada por \[\begin{equation} f(x|\alpha,\beta) = \frac{\Gamma(\alpha+\beta)}{\Gamma(\alpha)\Gamma(\beta)} x^{\alpha-1} (1-x)^{\beta-1} \tag{3.96} \end{equation}\] onde \(0 \le x \le 1\), \(\alpha,\beta > 0\) e \(\Gamma\) é a função gama conforme Eq. (3.90). A esperança e variância são dadas por \[\begin{equation} E(X) = \frac{\alpha}{\alpha+\beta} \tag{3.97} \end{equation}\] \[\begin{equation} V(X) = \frac{\alpha\beta}{(\alpha+\beta)^2 (\alpha+\beta+1)} \tag{3.98} \end{equation}\]

A mediana e moda são dadas por \[\begin{equation} Md(X) \approx \frac{\alpha-1/3}{\alpha+\beta-2/3} \tag{3.99} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) = \frac{\alpha-1}{\alpha+\beta-2}, \; \alpha,\beta>1 \tag{3.100} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) \; \text{algum valor entre 0 e 1}, \; \alpha=\beta=1 \tag{3.101} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) = \{0,1\}, \; \alpha,\beta<1 \tag{3.102} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) = 0, \; \alpha \le 1,\beta>1 \tag{3.103} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) = 1, \; \alpha>1,\beta \le 1 \tag{3.104} \end{equation}\]

Exemplo 3.45 A distribuição Beta pode ser operada com as funções dbeta (densidade), pbeta (probabilidade acumulada), qbeta (quantil) e rbeta (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 1/2) em uma Beta(1,3)
pbeta(1/2, 1, 3)

## [1] 0.875

# quantil que limita 2.5% em uma Beta(1,3)
qbeta(0.025, 1, 3)

## [1] 0.008403759

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma Beta(1,3)
set.seed(1010); x <- rbeta(1000, 1, 3)
summary(x)

##      Min.   1st Qu.    Median      Mean   3rd Qu.      Max. 
## 0.0000842 0.0905449 0.2126896 0.2502407 0.3621014 0.9394182

# densidade de uma Beta(1,3), sobrepondo valores simulados
hist(x, 30, freq = F, ylim = c(0, 3), main = 'Beta(1,3)')
curve(dbeta(x,1,3), add = T, col = 'red')

3.9.8 Gama \(\cdot \; \mathcal{Gama}(k,g)\)

A função densidade gama pode ser dada por \[\begin{equation} f(x|k,g) = \frac{1}{\Gamma(k) g^k} x^{k-1} e^{-\frac{x}{g}} \tag{3.105} \end{equation}\] onde \(x>0\), \(k>0\) (forma/shape), \(g>0\) (escala/scale) e \(\Gamma\) é a função gama conforme Eq. (3.90). A esperança e variância são dadas por \[\begin{equation} E(X) = kg \tag{3.106} \end{equation}\] \[\begin{equation} V(X) = kg^2 \tag{3.107} \end{equation}\]

A mediana não tem forma fechada, e a moda é dada por \[\begin{equation} Mo(X) = (k-1)g, \;\; k \ge 1 \tag{3.108} \end{equation}\] \[\begin{equation} Mo(X) = 0, \;\; k < 1 \tag{3.109} \end{equation}\]

Exemplo 3.46 A distribuição Gama pode ser operada com as funções dgamma (densidade), pgamma (probabilidade acumulada), qgamma (quantil) e rgamma (aleatório/random) da biblioteca stats.

# Pr(X < 2) em uma Gama(1,3)
pgamma(2, 1, 3)

## [1] 0.9975212

# quantil que limita 2.5% em uma Gama(1,3)
qgamma(0.025, 1, 3)

## [1] 0.008439269

# simulando 1000 valores pseudo aleatórios de uma Gama(1,3)
set.seed(1010); x <- rgamma(1000, 1, 3)
summary(x)

##      Min.   1st Qu.    Median      Mean   3rd Qu.      Max. 
## 0.0003625 0.0914895 0.2279837 0.3381387 0.4639010 2.6271045

# densidade de uma Gama(1,3), sobrepondo valores simulados
hist(x, 30, freq = F, ylim = c(0, 3), main = 'Gama(1,3)')
curve(dgamma(x,1,3), add = T, col = 'red')

Exercício 3.30 Considere a seguinte parametrização da distribuição Gama: \[\begin{equation} f(x|\alpha,\beta) = \frac{\beta^\alpha}{\Gamma(\alpha)} x^{\alpha-1} e^{-\beta x} \tag{3.110} \end{equation}\] onde \(x>0\), \(\alpha>0\) (forma/shape) e \(\beta>0\) (taxa/rate).

Verifique que o parâmetro de forma \(k\) da Eq. (3.105) é igual ao parâmetro de forma \(\alpha\) da Eq. (3.110).
Verifique que o parâmetro de escala \(g\) da Eq. (3.105) é o inverso da taxa \(\beta\) da Eq. (3.110).

3.9.9 Triangular \(\cdot \; \mathcal{Tri}(a,m,b)\)

(Samuel Kotz and Van Dorp 2004) definem a função densidade triangular no intervalo \([a,b]\) com moda \(m\) por \[\begin{equation} f(x|a,b,m) = \left\{ \begin{array}{l} \frac{2}{b-a} \frac{x-a}{m-a}, \;\; a \le x \le m \\ \frac{2}{b-a} \frac{b-x}{b-m}, \;\; m < x \le b \\ \end{array} \right. \tag{3.111} \end{equation}\]

onde \(a \le x \le b\) e \(a \le m \le b\), \(-\infty < a,b < \infty\) com \(b>a\).

Sua função distribuição acumulada é dada por \[\begin{equation} F(x|a,b,m) = Pr(X \le x) = \left\{ \begin{array}{l} \frac{m-a}{b-a} \left( \frac{x-a}{m-a} \right)^2, \;\; a \le x \le m \\ 1 - \frac{b-m}{b-a} \left( \frac{b-x}{b-m} \right)^2, \;\; m < x \le b \\ \end{array} \right. \tag{3.112} \end{equation}\]

Sua função distribuição acumulada inversa é dada por \[\begin{equation} F^{-1}(u|a,b,m) = \left\{ \begin{array}{l} a + \sqrt{u(m-a)(b-a)}, \;\; 0 \le u \le \frac{m-a}{b-a} \\ b - \sqrt{(1-u)(b-m)(b-a)}, \;\; \frac{m-a}{b-a} < u \le 1 \\ \end{array} \right. \tag{3.113} \end{equation}\]

(Millard 2013) apresenta o pacote EnvStats, que possui funções variadas para Estatística Ambiental que contemplam a distribuição triangular.

library(EnvStats)
set.seed(2); hist(rtri(10000), 40, freq = FALSE, main = 'Tri(0,1/2,1)')
curve(dtri(x), col = 'red', add = TRUE)

Exercício 3.31 Veja a documentação de ?EnvStats::dtri.

3.9.10 Gompertz \(\cdot \; \mathcal{Gompertz}(\alpha,\beta)\)

(Gompertz 1825) define a função densidade de Gompertz de parâmetro de forma \(\alpha>0\) e de escala \(\beta>0\) para \(x>0\) por \[\begin{equation} f(x|\alpha,\beta) = \alpha \beta \exp \left\{ \beta x + \alpha - \alpha e^{\beta x} \right\} \tag{3.114} \end{equation}\]

Sua função distribuição acumulada é dada por \[\begin{equation} F(x|\alpha,\beta) = 1 - \exp \left\{ - \alpha(e^{\beta x}-1) \right\} \tag{3.115} \end{equation}\]

(Yee 2010) apresenta funções para a distribuição Gompertz.

library(VGAM)
curve(dgompertz(x, scale = 1, shape = .1), xlim = c(0,5), ylim = c(0,1.2), 
      col = 'red')
curve(dgompertz(x, scale = 1, shape = 2), xlim = c(0,5), ylim = c(0,1.2), 
      col = 'black', add = TRUE)
curve(dgompertz(x, scale = 1, shape = 3), xlim = c(0,5), ylim = c(0,1.2), 
      col = 'blue', add = TRUE)
curve(dgompertz(x, scale = 2, shape = 1), xlim = c(0,5), ylim = c(0,1.2), 
      col = 'green', add = TRUE)

3.9.11 Gompertz unitária \(\cdot \; \mathcal{GU}(\alpha,\beta)\)

(Mazucheli, Menezes, and Dey 2019) definem a distribuição de Gompertz unitária a partir da transformação do tipo \[X=e^{-Y}\]

onde \(Y\) tem distribuição de Gompertz. Sua função densidade de parâmetro de forma \(\alpha>0\) e de escala \(\beta>0\) para \(0<x<1\) por \[\begin{equation} f(x|\alpha,\beta) = \alpha \beta x^{-(\beta+1)} \exp \left\{ -\alpha(x^{-\beta}-1) \right\} \tag{3.116} \end{equation}\]

Sua função distribuição acumulada é dada por \[\begin{equation} F(x|\alpha,\beta) = \exp \left\{ -\alpha(x^{-\beta}-1) \right\} \tag{3.117} \end{equation}\]

(Menezes and Mazucheli 2021) apresentam o pacote unitquantreg, que fornece uma coleção de modelos de regressão quantílica paramétrica para dados delimitados. Os autores também apresentam funções para a distribuição unitária de Gompertz reparametrizada em termos do \(\tau\)-ésimo quantil, \(\tau \in (0,1)\).

library(unitquantreg)
set.seed(123)
x <- rugompertz(n = 5000, mu = 0.5, theta = 2, tau = 0.5)
R <- range(x)
S <- seq(from = R[1], to = R[2], by =  0.01)
hist(x, prob = TRUE, main = 'Gompertz unit')
lines(S, dugompertz(x = S, mu = 0.5, theta = 2, tau = 0.5), col = 2)

plot(ecdf(x))
lines(S, pugompertz(q = S, mu = 0.5, theta = 2, tau = 0.5), col = 2)

plot(quantile(x, probs = S), type = "l")
lines(qugompertz(p = S, mu = 0.5, theta = 2, tau = 0.5), col = 2)

3.9.12 Poisson contínua

(Ilienko 2013) apresenta e discute contrapartes contínuas das distribuições de Poisson e binomial.

Referências

Gompertz, Benjamin. 1825. “On the Nature of the Function Expressive of the Law of Human Mortality, and on a New Mode of Determining the Value of Life Contingencies. In a Letter to Francis Baily, Esq. FRS &c.” Philosophical Transactions of the Royal Society of London 1 (115): 513–83. https://royalsocietypublishing.org/doi/pdf/10.1098/rstl.1825.0026.

Ilienko, Andrii. 2013. “Continuous Counterparts of Poisson and Binomial Distributions and Their Properties.” arXiv Preprint arXiv:1303.5990. https://arxiv.org/abs/1303.5990.

James, B. R. 2010. “Probabilidade: Um Curso Em Nível Intermediário, Coleção Euclides.” Rio de Janeiro. IMPA, 3a. Edição. https://loja.sbm.org.br/index.php/colecoes/impa/colecao-projeto-euclides/probabilidade-um-curso-em-nivel-intermediario.html.

Johnson, Norman L, Samuel Kotz, and Narayanaswamy Balakrishnan. 1994. Continuous Univariate Distributions. 2nd ed. John Wiley & Sons.

———. 1995. Continuous Univariate Distributions. 2nd ed. Vol. 2. John Wiley & Sons.

Kotz, Samuel, and Johan René Van Dorp. 2004. Beyond Beta: other continuous families of distributions with bounded support and applications. World Scientific. https://doi.org/10.1142/5720.

Mazucheli, Josmar, André Felipe Menezes, and Sanku Dey. 2019. “Unit-Gompertz Distribution with Applications.” Statistica 79 (1): 25–43. https://rivista-statistica.unibo.it/article/download/8497/9401.

Menezes, Andr’e F. B., and Josmar Mazucheli. 2021. Unitquantreg: Parametric Quantile Regression Models for Bounded Data. https://andrmenezes.github.io/unitquantreg/.

Millard, Steven P. 2013. EnvStats: An R Package for Environmental Statistics. New York: Springer. https://link.springer.com/book/9781461484554.

Patel, Jagdish K., and Campbell B. Read. 1982. “Handbook of the Normal Distribution.” Marcel Dekker, New York.

Tong, Yung L. 1990. The Multivariate Normal Distribution. Springer-Verlag New York Inc.

Yee, Thomas W. 2010. “The VGAM Package for Categorical Data Analysis.” Journal of Statistical Software 32 (10): 1–34. https://doi.org/10.18637/jss.v032.i10.

Variáveis que apresentam mesma distribuição de probabilidade com os mesmos parâmetros.↩︎