《モンテカルロ法》 - 版の履歴

2010年8月2日 (月) 08:07にSakasegawaによる

2010-08-02T08:07:34Z

2007年8月6日 (月) 18:10にKuwashimaによる

2007-08-06T18:10:02Z

Orsjwiki: "《モンテカルロ法》" を保護しました。 [edit=sysop:move=sysop]

2007-07-19T13:45:41Z

"《モンテカルロ法》" を保護しました。 [edit=sysop:move=sysop]

2007年7月17日 (火) 04:21に122.17.2.240による

2007-07-17T04:21:23Z

2007年7月12日 (木) 01:46に124.144.188.143による

2007-07-12T01:46:09Z

2007年7月11日 (水) 05:15に122.17.2.240による

2007-07-11T05:15:44Z

2007年7月11日 (水) 05:14に122.17.2.240による

2007-07-11T05:14:40Z

122.26.167.76: 新しいページ: ''''【もんてかるろほう (Monte Carlo method) 】''' 　システムの特性値などを推定するために, 適当なモデルと乱数を使って実験し, 大数...'

2007-07-07T20:01:32Z

新しいページ: ''''【もんてかるろほう (Monte Carlo method) 】''' 　システムの特性値などを推定するために, 適当なモデルと乱数を使って実験し, 大数...'

新規ページ

'''【もんてかるろほう (Monte Carlo method) 】'''

　システムの特性値などを推定するために, 適当なモデルと乱数を使って実験し, 大数の法則や中心極限定理などを利用して推測を行う方法のこと. システムに確率的な変動が内在する場合だけでなく, 確定的な問題を解くためにも使われる.

　[[モンテカルロ法]]の原理を簡単な例で示そう. 推定したい特性値を$\theta$とし, これは既知の分布関数$F(y)$を持つ確率変数$Y$の関数$g(Y)$の平均値に等しいものとすれば,

\theta = E[g(Y)]=\int_{-\infty}^\infty g(y){\mbox{\rm d}}F(y) =
\int_0^1 h(u){\mbox{\rm d}}u,

と書ける. ただし, $h(u)=g(F^{-1}(u))$である. そこで, 区間[0,1]上の一様乱数$U_1, U_2, \cdots, U_N$を発生し, 算術平均

A_1(N) = \sum_{i=1}^N h(U_i)/N

を$\theta$の推定値とすることが考えられる. $A_1(N)$は$\theta$の不偏推定量であり, 分散は

V(A_1(N)) = \frac{\sigma^2}N, \;\;\;\;\; \sigma^2 = \int_0^1 h^2(x) {\mbox{\rm d}}x-\theta^2

となる. したがって, 推定量$A_1(N)$に含まれる誤差の標準偏差は$\sigma/\sqrt N $であり, 精度を十進で1桁上げるためには, サンプル数$N$を10倍に増やさなければならない. このように, モンテカルロ法の収束は遅いので, これを改善するための方法が種々提案されており, [[分散減少法]]と総称されている. ただし, これらは$1/\sqrt N$というオーダーを改善するものではなく, 比例係数を小さくするための工夫である.

［[[重点サンプリング]]］

　積分区間から一様にサンプルをとるのではなく, 重要と考えられる部分($h(x)$の絶対値が大きい部分)により多くの重みをおく密度関数$w(x)$に従う乱数$X_1,\cdots,$\quad $X_N$を発生し,

A_2(N) = \frac 1 N \sum_{i=1}^N \frac{h(X_i)}{w(X_i)}

で$\theta$を推定する. $w(x)$が$\left| h(x) \right|$に比例するように選べれば分散は最小となるので, なるべくそれに近くなるように工夫する.

［[[制御変量法]]］

　$\theta$に対するひとつの不偏推定量を$Y$とする. $Y$と相関があって平均値$\zeta$が既知の確率変数$Z$のことを, $Y$の制御変量という. $\alpha$を定数として

Y_\alpha = Y-\alpha(Z-\zeta)

と定義すれば, $Y_\alpha$も$\theta$の不偏推定量となり, その分散は$\alpha^* = {\mbox{\rm Cov}}(Y, Z)/V(Z)$のとき最小となり, 最小値は

V(Y_{\alpha^*})=(1-\rho^2)V(Y)

である. ここで$\rho$は$Y$と$Z$の相関係数であるから, $Y$と相関の強い制御変量を選ぶほど効果的である.

　定積分の例では, $h(u)$に近い関数$h_0(u)$で, その積分の値$\zeta$が正確に計算できるものを選び,

Y_\alpha = h(u)-\alpha(h_0(u)-\zeta)

に対して単純な一様サンプリングを適用する.

［[[負相関変量法]]］

　$\theta$の不偏推定量$Y$と平均値が同じで負の相関を持つ変量$Z$を利用して, $W=(Y+Z)/2$を$\theta$の推定量とする. この分散は, $Y$に対して2回独立にサンプルをとって平均する場合の分散より小さくなる. 定積分の例では, もし$h(u)$が単調な関数ならば, $Y=h(U),\;\;\;Z=h(1-U)$とするとよい.

［[[共通乱数法]]］

　二つの特性値$\theta,\phi$をそれぞれ確率変数$X,Y$に関するモンテカルロ実験によって推定し, 比較したいものとし, $\theta=E[X], \phi=E[Y]$とする.

V(X-Y)=V(X)+V(Y)-2{\mbox{\rm Cov}}(X,Y)

であるから, ${\mbox{\rm Cov}}(X,Y)$が大きいほど推定の精度が良くなる. $X$と$Y$の分布関数をそれぞれ$F,G$とし, $X$と$Y$を逆関数法で作るものとする. このとき, $X$と$Y$用に別々の一様乱数列を使う代りに, ひとつの乱数列$\{U\}$を使って,

\noindent$X=F^{-1}(U), Y=G^{-1}(U)$とすれば, ${\mbox{\rm Cov}}(X,Y)$が最大となる. これが共通乱数法の原理である.

----

'''参考文献'''

[1] 伏見正則, 『確率的方法とシミュレーション』(岩波講座応用数学), 岩波書店, 1994.

[2] G. S. Fishman, ''Monte Carlo-Concepts, Algorithms, and Applications'', Springer, 1996.

[3] A. M. Law and W. D. Kelton, ''Simulation Modeling and Analysis, 2nd. ed.'', McGraw-Hill, 1991.

← 古い版		2010年8月2日 (月) 08:07時点における版
35行目:		35行目:


−	となる. したがって, 推定量 <math>A_1(N) \,</math>に含まれる誤差の標準偏差は <math>\sigma/\sqrt N \,</math>であり, 精度を十進で1桁上げるためには, サンプル数 <math>N \,</math>~~を10倍に増やさなければならない~~. このように, モンテカルロ法の収束は遅いので, これを改善するための方法が種々提案されており, [[分散減少法]]と総称されている. ただし, これらは <math>1/\sqrt N \,</math>というオーダーを改善するものではなく, 比例係数を小さくするための工夫である.	+	となる. したがって, 推定量 <math>A_1(N) \,</math>に含まれる誤差の標準偏差は <math>\sigma/\sqrt N \,</math>であり, 精度を十進で1桁上げるためには, サンプル数 <math>N \,</math>を100倍に増やさなければならない. このように, モンテカルロ法の収束は遅いので, これを改善するための方法が種々提案されており, [[分散減少法]]と総称されている. ただし, これらは <math>1/\sqrt N \,</math>というオーダーを改善するものではなく, 比例係数を小さくするための工夫である.

	［[[重点サンプリング]]］		［[[重点サンプリング]]］

← 古い版		2007年8月6日 (月) 18:10時点における版
116行目:		116行目:

	[3] A. M. Law and W. D. Kelton, ''Simulation Modeling and Analysis, 2nd. ed.'', McGraw-Hill, 1991.		[3] A. M. Law and W. D. Kelton, ''Simulation Modeling and Analysis, 2nd. ed.'', McGraw-Hill, 1991.
		+
		+	[[category:シミュレーション\|もんてかるろほう]]

@@ 6行目: / 6行目: @@
-:<math>
+<center>
 \theta = E[g(Y)]=\int_{-\infty}^\infty g(y)\mathrm{d}F(y) =
 \int_0^1 h(u) \mathrm{d}u, \,
 </math>
@@ 15行目: / 17行目: @@
-:<math>
+<center>
 A_1(N) = \sum_{i=1}^N h(U_i)/N \,
 </math>
@@ 23行目: / 27行目: @@
 を<math>\theta \,</math>の推定値とすることが考えられる. <math>A_1(N) \,</math>は<math>\theta \,</math>の不偏推定量であり, 分散は
-:<math>
+<center>
 V(A_1(N)) = \frac{\sigma^2}N, \ \ \ \ \
 \sigma^2 = \int_0^1 h^2(x) \mathrm{d}x-\theta^2 \,
 </math>
@@ 36行目: / 42行目: @@
-:<math>
+<center>
 A_2(N) = \frac 1 N \sum_{i=1}^N \frac{h(X_i)}{w(X_i)} \,
 </math>
@@ 49行目: / 57行目: @@
-:<math>
+<center>
 Y_\alpha = Y-\alpha(Z-\zeta) \,
 </math>
@@ 57行目: / 67行目: @@
-:<math>
+<center>
 V(Y_{\alpha^*})=(1-\rho^2)V(Y) \,
 </math>
@@ 67行目: / 79行目: @@
-:<math>
+<center>
 Y_\alpha = h(u)-\alpha(h_0(u)-\zeta) \,
 </math>
@@ 82行目: / 96行目: @@
 　二つの特性値<math>\theta,\phi \,</math>をそれぞれ確率変数<math>X,Y \,</math>に関するモンテカルロ実験によって推定し, 比較したいものとし, <math>\theta=E[X], \phi=E[Y] \,</math>とする.
-:<math>
 V(X-Y)=V(X)+V(Y)-2 \mathrm{Cov}(X,Y) \,
 </math>

@@ 3行目: / 3行目: @@
 　システムの特性値などを推定するために, 適当なモデルと乱数を使って実験し, 大数の法則や中心極限定理などを利用して推測を行う方法のこと. システムに確率的な変動が内在する場合だけでなく, 確定的な問題を解くためにも使われる.
-　[[モンテカルロ法]]の原理を簡単な例で示そう. 推定したい特性値を$\theta$とし, これは既知の分布関数$F(y)$を持つ確率変数$Y$の関数$g(Y)$の平均値に等しいものとすれば,
+　[[モンテカルロ法]]の原理を簡単な例で示そう. 推定したい特性値を <math>\theta \,</math>とし, これは既知の分布関数 <math>F(y) \,</math>を持つ確率変数 <math>Y \,</math>の関数 <math>g(Y) \,</math>の平均値に等しいものとすれば,
@@ 12行目: / 12行目: @@
-と書ける. ただし, $h(u)=g(F^{-1}(u))$である. そこで, 区間[0,1]上の一様乱数$U_1, U_2, \cdots, U_N$を発生し, 算術平均
+と書ける. ただし, <math>h(u)=g(F^{-1}(u)) \,</math>である. そこで, 区間[0,1]上の一様乱数 <math>U_1, U_2, \cdots, U_N \,</math>を発生し, 算術平均
@@ 20行目: / 20行目: @@
 :<math>
@@ 29行目: / 29行目: @@
-となる. したがって, 推定量$A_1(N)$に含まれる誤差の標準偏差は$\sigma/\sqrt N $であり, 精度を十進で1桁上げるためには, サンプル数$N$を10倍に増やさなければならない. このように, モンテカルロ法の収束は遅いので, これを改善するための方法が種々提案されており, [[分散減少法]]と総称されている. ただし, これらは$1/\sqrt N$というオーダーを改善するものではなく, 比例係数を小さくするための工夫である.
+となる. したがって, 推定量 <math>A_1(N) \,</math>に含まれる誤差の標準偏差は <math>\sigma/\sqrt N \,</math>であり, 精度を十進で1桁上げるためには, サンプル数 <math>N \,</math>を10倍に増やさなければならない. このように, モンテカルロ法の収束は遅いので, これを改善するための方法が種々提案されており, [[分散減少法]]と総称されている. ただし, これらは <math>1/\sqrt N \,</math>というオーダーを改善するものではなく, 比例係数を小さくするための工夫である.
 ［[[重点サンプリング]]］
-　積分区間から一様にサンプルをとるのではなく, 重要と考えられる部分($h(x)$の絶対値が大きい部分)により多くの重みをおく密度関数$w(x)$に従う乱数$X_1,\cdots,$\quad $X_N$を発生し,
+　積分区間から一様にサンプルをとるのではなく, 重要と考えられる部分(<math>h(x) \,</math>の絶対値が大きい部分)により多くの重みをおく密度関数<math>w(x) \,</math>に従う乱数<math>X_1,\cdots, \ \ X_N \,</math>を発生し,
@@ 41行目: / 41行目: @@
-で$\theta$を推定する. $w(x)$が$\left| h(x) \right|$に比例するように選べれば分散は最小となるので, なるべくそれに近くなるように工夫する.
+で<math>\theta \,</math>を推定する. <math>w(x) \,</math>が<math>\left| h(x) \right| \,</math>に比例するように選べれば分散は最小となるので, なるべくそれに近くなるように工夫する.
 ［[[制御変量法]]］
-　$\theta$に対するひとつの不偏推定量を$Y$とする. $Y$と相関があって平均値$\zeta$が既知の確率変数$Z$のことを, $Y$の制御変量という. $\alpha$を定数として
+　<math>\theta \,</math>に対するひとつの不偏推定量を<math>Y \,</math>とする. <math>Y \,</math>と相関があって平均値<math>\zeta \,</math>が既知の確率変数<math>Z \,</math>のことを, <math>Y \,</math>の制御変量という. <math>\alpha \,</math>を定数として
@@ 53行目: / 54行目: @@
-と定義すれば, $Y_\alpha$も$\theta$の不偏推定量となり, その分散は$\alpha^* = {\mbox{\rm Cov}}(Y, Z)/V(Z)$のとき最小となり, 最小値は
+と定義すれば, <math>Y_\alpha \,</math>も<math>\theta \,</math>の不偏推定量となり, その分散は<math>\alpha^* = \mathrm{Cov}(Y, Z)/V(Z) \,</math>のとき最小となり, 最小値は
@@ 61行目: / 62行目: @@
-である. ここで$\rho$は$Y$と$Z$の相関係数であるから, $Y$と相関の強い制御変量を選ぶほど効果的である.
+である. ここで<math>\rho \,</math>は<math>Y \,</math>と<math>Z \,</math>の相関係数であるから, <math>Y \,</math>と相関の強い制御変量を選ぶほど効果的である.
-　定積分の例では, $h(u)$に近い関数$h_0(u)$で, その積分の値$\zeta$が正確に計算できるものを選び,
+　定積分の例では, <math>h(u) \,</math>に近い関数<math>h_0(u) \,</math>で, その積分の値<math>\zeta \,</math>が正確に計算できるものを選び,
@@ 75行目: / 76行目: @@
 ［[[負相関変量法]]］
-　$\theta$の不偏推定量$Y$と平均値が同じで負の相関を持つ変量$Z$を利用して, $W=(Y+Z)/2$を$\theta$の推定量とする. この分散は, $Y$に対して2回独立にサンプルをとって平均する場合の分散より小さくなる. 定積分の例では, もし$h(u)$が単調な関数ならば, $Y=h(U),\;\;\;Z=h(1-U)$とするとよい.
+　<math>\theta \,</math>の不偏推定量<math>Y \,</math>と平均値が同じで負の相関を持つ変量<math>Z \,</math>を利用して, <math>W=(Y+Z)/2 \,</math>を<math>\theta \,</math>の推定量とする. この分散は, <math>Y \,</math>に対して2回独立にサンプルをとって平均する場合の分散より小さくなる. 定積分の例では, もし<math>h(u) \,</math>が単調な関数ならば, <math>Y=h(U),\;\;\;Z=h(1-U) \,</math>とするとよい.
 ［[[共通乱数法]]］
-　二つの特性値$\theta,\phi$をそれぞれ確率変数$X,Y$に関するモンテカルロ実験によって推定し, 比較したいものとし, $\theta=E[X], \phi=E[Y]$とする.
+　二つの特性値<math>\theta,\phi \,</math>をそれぞれ確率変数<math>X,Y \,</math>に関するモンテカルロ実験によって推定し, 比較したいものとし, <math>\theta=E[X], \phi=E[Y] \,</math>とする.
 :<math>
@@ 86行目: / 87行目: @@
-であるから, ${\mbox{\rm Cov}}(X,Y)$が大きいほど推定の精度が良くなる. $X$と$Y$の分布関数をそれぞれ$F,G$とし, $X$と$Y$を逆関数法で作るものとする. このとき, $X$と$Y$用に別々の一様乱数列を使う代りに, ひとつの乱数列$\{U\}$を使って, \noindent$X=F^{-1}(U), Y=G^{-1}(U)$とすれば, ${\mbox{\rm Cov}}(X,Y)$が最大となる. これが共通乱数法の原理である.
+であるから, <math>{\mathrm{Cov}}(X,Y) \,</math>が大きいほど推定の精度が良くなる. <math>X \,</math>と<math>Y \,</math>の分布関数をそれぞれ<math>F,G \,</math>とし, <math>X \,</math>と<math>Y \,</math>を逆関数法で作るものとする. このとき, <math>X \,</math>と<math>Y \,</math>用に別々の一様乱数列を使う代りに, ひとつの乱数列<math>\{U\} \,</math>を使って, <math>X=F^{-1}(U), Y=G^{-1}(U) \,</math>とすれば, <math>\mathrm{Cov}(X,Y) \,</math>が最大となる. これが共通乱数法の原理である.

@@ 8行目: / 8行目: @@
 :<math>
 \theta = E[g(Y)]=\int_{-\infty}^\infty g(y)\mathrm{d}F(y) =
-\int_0^1 h(u) \mathrm{d}u,
+\int_0^1 h(u) \mathrm{d}u, \,
 </math>
@@ 16行目: / 16行目: @@
 :<math>
-A_1(N) = \sum_{i=1}^N h(U_i)/N
+A_1(N) = \sum_{i=1}^N h(U_i)/N \,
 </math>
@@ 25行目: / 25行目: @@
 :<math>
 V(A_1(N)) = \frac{\sigma^2}N, \ \ \ \ \
-\sigma^2 = \int_0^1 h^2(x) \mathrm{d}x-\theta^2
+\sigma^2 = \int_0^1 h^2(x) \mathrm{d}x-\theta^2 \,
 </math>
@@ 37行目: / 37行目: @@
 :<math>
-A_2(N) = \frac 1 N \sum_{i=1}^N \frac{h(X_i)}{w(X_i)}
+A_2(N) = \frac 1 N \sum_{i=1}^N \frac{h(X_i)}{w(X_i)} \,
 </math>
@@ 49行目: / 49行目: @@
 :<math>
-Y_\alpha = Y-\alpha(Z-\zeta)
+Y_\alpha = Y-\alpha(Z-\zeta) \,
 </math>
@@ 57行目: / 57行目: @@
 :<math>
-V(Y_{\alpha^*})=(1-\rho^2)V(Y)
+V(Y_{\alpha^*})=(1-\rho^2)V(Y) \,
 </math>
@@ 67行目: / 67行目: @@
 :<math>
-Y_\alpha = h(u)-\alpha(h_0(u)-\zeta)
+Y_\alpha = h(u)-\alpha(h_0(u)-\zeta) \,
 </math>
@@ 82行目: / 82行目: @@
 :<math>
-V(X-Y)=V(X)+V(Y)-2 \mathrm{Cov}(X,Y)
+V(X-Y)=V(X)+V(Y)-2 \mathrm{Cov}(X,Y) \,
 </math>

← 古い版	2007年7月19日 (木) 13:45時点における版
(相違点なし)