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統計検定準1級 問題解説 ~2017年6月実施 選択問題及び部分記述問題 問8~

過去問題

過去問題は統計検定公式が問題と解答例を公開しています。こちらを参照してください。

解答

[1] 解答

$\boxed{ \ \mathsf{8}\ }$ : ②

$e_t \quad (t=1,\dots,49)$の標本分散は$14497.5$であるから,1次の標本自己相関係数$\hat{\rho}$は

\[
           \hat{\rho} = \dfrac{10299.8}{\sqrt{e_t}\sqrt{e_{t+1}}} = \dfrac{10299.8}{\sqrt{14497.5}\sqrt{14497.5}} \approx 0.710
\]

$\hat{\rho}\approx 0.710$は正で,1に近い(大きい)く,また偏自己相関係数は$2$次以降では有意に$0$に近いため,コレログラム減衰する.したがって(イ)である.

また,ダービン・ワトソン統計量DWの推定値は

       \[
           DW \approx 2(1-\hat{\rho}) = 0.579
       \]

で(選択肢の中で一番近いのは0.61)である(例えば,統計学実践ワークブックのp.253を参照せよ)

[2] 解答

$\boxed{ \ \mathsf{9}\ }$ : ④

元の単回帰モデルを

       \[
           Y_t = \alpha_0 + \alpha_1X_t + u_t   
       \]

とおく.問題文で与えられた$Y^*_t$にこれを代入すると,

$$
\begin{align*}
           Y^*_t &= \alpha_0 + \alpha_1X_t + u_t + \hat{\rho}(\alpha_0 + \alpha_1X_{t-1} + u_{t-1}) \\
                 &= (1-\hat{\rho})\alpha_0 + \alpha_1(X_t-\hat{\rho}X_{t-1}) + u_t -\hat{\rho}u_{t-1} \\
                 &= (1-\hat{\rho})\alpha_0 + \alpha_1X^*_t + u_t – \hat{\rho}u_{t-1}
\end{align*}
$$

これと,$Y^*_t = \beta_0 + \beta_1X^*_t + v_t$ を比較すると,

$$
\begin{align*}
           \beta_0 &= (1-\hat{\rho})\alpha_0\\
           \beta_1 &= \alpha_1 \\
           v_t     &= u_t – \hat{\rho}u_{t-1}
\end{align*}
$$

を得る.$\hat{\alpha}_0 = 87.509$,$\hat{\alpha}_1 = 0.548$であるから,これを用いて$\beta_0$,$\beta_1$の推定値$\hat{\beta}_0$,$\hat{\beta}_1$を計算すると,$\hat{\beta}_0=25.4$,$\hat{\beta}_1 = 0.55$となるので,これに一番近い選択肢を選べば良い.

【統計の森 独自評価】統計学・数学・機械学習などの参考書のレビュー 〜自然科学の統計学〜

当記事では「自然科学の統計学(東京大学出版)」のレビューに関して取りまとめを行いました。

・参考書籍一覧
https://www.hello-statisticians.com/uncategorized/reference.html

レビューまとめ

Bestレビュー

「統計の森」運営レビュー

全体評価: $4.5$
オムニバス形式で様々なトピックに関して取り扱われた一冊。章ごとに著者が異なるオムニバス形式であるので、$1$章から読み進める必要はない。$11$章の「乱数の性質」では「線形合同法」、「M系列」、「ボックス・ミュラー法」などに関してまとめられておりわかりやすい。
また、基礎統計学Ⅰ(赤本)のシリーズ本だが、それほど連動していないので同一シリーズだと考えて読むと良くない。転置行列の$A^{\mathrm{T}}$が$A’$のように表されているなど、近年の書籍とは表記法が異なる点があるので注意が必要である。
「数理統計学」のトピックがそれほどあるわけではないので、「数理統計学」を学ぶ場合は「現代数理統計学」などの「数理統計学」の本を確認すると良い。全体を通してそれほどわかりやすいわけではないが、類書が少ないので、評価を高めにつけた。

読み進める際の参考事項まとめ

Ch.8 「不定積分」の演習問題の解答例 〜統計学のための数学入門30講(朝倉書店)〜

当記事は「統計学のための数学入門$30$講(朝倉書店)」の読解サポートにあたってChapter.$8$の「不定積分」の章末問題の解答の作成を行いました。
基本的には書籍の購入者向けの解説なので、まだ入手されていない方は購入の上ご確認ください。また、解説はあくまでサイト運営者が独自に作成したものであり、書籍の公式ページではないことにご注意ください。

・書籍解答まとめ
https://www.hello-statisticians.com/answer_textbook_math#math_stat

本章のまとめ

演習問題解答

問題$8.1$

・$[1]$
下記のように不定積分を計算することができる。
$$
\large
\begin{align}
\int (\sqrt{x} + 2x^3) dx &= \int (x^{\frac{1}{2}} + 2x^3) dx \\
&= \frac{2}{3} x^{\frac{3}{2}} + \frac{2}{4}x^4 + C \\
&= \frac{2}{3} x\sqrt{x} + \frac{1}{2}x^4 + C
\end{align}
$$

・$[2]$
下記のように不定積分を計算することができる。
$$
\large
\begin{align}
\int e^{4x} dx &= \frac{1}{4} \int 4e^{4x} dx \\
&= \frac{1}{4} \int (e^{4x})’ dx \\
&= \frac{1}{4} e^{4x} + C
\end{align}
$$

問題$8.2$

・$[1]$
部分積分法を用いることで下記のように不定積分を計算することができる。
$$
\large
\begin{align}
\int x \log{x} dx &= \frac{1}{2}x^{2} \log{x} – \frac{1}{2} \int x^{2} \cdot \frac{1}{x} dx \\
&= \frac{1}{2}x^{2} \log{x} – \frac{1}{2} \int x dx \\
&= \frac{1}{2}x^{2} \log{x} – \frac{1}{4}x^2 + C
\end{align}
$$

・$[2]$
$((x^2+1)^{6})’=12x(x^2+1)$であることを用いて、下記のように不定積分を計算することができる。
$$
\large
\begin{align}
\int x(x^2+1)^{5} dx &= \frac{1}{12} \int 12x(x^2+1)^{5} dx \\
&= \frac{1}{12} \int ((x^2+1)^{6})’ dx \\
&= \frac{1}{12}(x^2+1)^{6} + C
\end{align}
$$

【統計の森ちゃんねる】演習で理解する統計学シリーズのまと【統計学標準演習100選】

統計の森では、YouTubeチャンネル「統計の森ちゃんねる」を運営しています。

統計の森ちゃんねるでは、当サイトの「統計学 標準演習100選」の問題を解説する動画シリーズ「演習で理解する統計学シリーズ」を投稿しています。

演習は各項目で基礎的な内容から始まって徐々に難易度は上がっていきますが、統計学における主要なトピックの導出の流れが追えるような構成になっています。この演習問題について、文章だけでは伝わりにくいポイントを動画で解説していきます。

Contents

最尤法とGLM(Generalized Linear Model)

演習問題の「最尤法とGLM(Generalized Linear Model)」の解説。

最尤法は尤度最大化を目的にしてパラメータを推定する手法です。また、GLMは一般化線形モデルの略称で線形モデルをより柔軟に拡張した統計モデルの一つです。本シリーズでは、最尤法とGLMのそれぞれを基礎からじっくりと解説しています。

このシリーズを通して確認することで、確率モデル、尤度、最尤法(勾配法)、一般化線形モデルが一通り理解できるように解説しています。これらは、ニューラルネットワークなどのさらに複雑なモデルの構造の理解や学習の理論的な背景の理解に繋がっていくため、非常に重要だと考えています。

【最尤法とGLM # 01】基本的な最尤法の流れ(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 02】基本的な最尤法の流れ(後半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 03】指数型分布族の定義式と具体的な確率分布との対応(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 04】指数型分布族の定義式と具体的な確率分布との対応(後半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 05】最小二乗法と最尤法(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 06】最小二乗法と最尤法(後半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 07/12】最尤法とGLM(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 08/12】最尤法とGLM(後半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 09/12】ロジスティック回帰の対数尤度の導出(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 10/12】ロジスティック回帰の対数尤度の導出(後半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 11/12】合成関数の微分とロジスティック回帰のパラメータ推定(前半)【演習で理解する統計学】

【最尤法とGLM # 12/12(最終回)】合成関数の微分とロジスティック回帰のパラメータ推定(後半)【演習で理解する統計学】

広義積分(improper integral)の収束判定と発散

期待値や分散のように確率分布の定義域における積分を考える場合、$\infty$が積分区間に出てくる場合があります。この取り扱いを数学的に考えるにあたっては、広義積分(improper integral)の定義を抑えておくと良いので、当記事では広義積分の収束判定と発散について取りまとめました。
作成にあたっては「チャート式シリーズ 大学教養 微分積分」の第$4$章「積分($1$変数)」を主に参考にしました。

・数学まとめ
https://www.hello-statisticians.com/math_basic

広義積分の収束判定と発散

半区間$[a,b)$上の連続関数$f(x)$に関して下記の極限値が存在すると仮定する。
$$
\large
\begin{align}
\lim_{t \to b-0} \int_{a}^{b} f(x) dx = \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{a}^{b-\varepsilon} f(x) dx
\end{align}
$$

このとき広義積分$\int_{a}^{b} f(x) dx$が収束するという。

広義積分の収束判定と発散の例の確認

以下、「チャート式シリーズ 大学教養 微分積分」の例題の確認を行う。

基本例題$081$

・$[1]$
$$
\large
\begin{align}
\int_{a}^{\infty} x^{k} dx &= -\frac{a^{k+1}}{k+1}, \quad k<-1 \\
&= \infty, \qquad k \geq -1
\end{align}
$$

以下、上記を示す。

i) $k \neq -1$のとき
広義積分$\displaystyle \int_{a}^{\infty} x^{k} dx$は下記のように考えることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{a}^{\infty} x^{k} dx &= \lim_{t \to \infty} \int_{a}^{t} x^{k} dx \\
&= \lim_{t \to \infty} \left[ \frac{1}{k+1}x^{k+1} \right]_{a}^{t} \\
&= \lim_{t \to \infty} \frac{1}{k+1} \left[ t^{k+1} – a^{k+1} \right]
\end{align}
$$

上記は$k<-1$のとき$\displaystyle -\frac{a^{k+1}}{k+1}$に収束し、$k>-1$のとき$\infty$に発散する。

ⅱ) $k=-1$のとき
広義積分$\displaystyle \int_{a}^{\infty} x^{k} dx$は下記のように考えることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{a}^{\infty} x^{k} dx &= \lim_{t \to \infty} \int_{a}^{t} x^{-1} dx \\
&= \lim_{t \to \infty} \left[ \log{x} \right]_{a}^{t} \\
&= \lim_{t \to \infty} (\log{t} – \log{a}) = \infty
\end{align}
$$

i)、ⅱ)より、大元の式は成立する。

・$[2]$
$$
\large
\begin{align}
\int_{-\infty}^{a} e^{kx} dx &= \frac{1}{k}e^{ka}, \quad k>0 \\
&= \infty, \qquad k=0 \\
&= -\infty, \qquad k<0
\end{align}
$$

以下、上記を示す。

i) $k \neq 0$のとき
広義積分$\displaystyle \int_{-\infty}^{a} e^{kx} dx$は下記のように考えることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{-\infty}^{a} e^{kx} dx &= \lim_{s \to \infty} \int_{s}^{a} e^{kx} dx \\
&= \lim_{s \to \infty} \left[ \frac{1}{k} e^{kx} \right]_{s}^{a} \\
&= \lim_{s \to \infty} \frac{e^{ka} – e^{ks}}{k}
\end{align}
$$

上記は$k>0$のとき$\displaystyle \frac{e^{ka}}{k}$に収束し、$k<0$のとき$-\infty$に発散する。

ⅱ) $k=0$のとき
広義積分$\displaystyle \int_{-\infty}^{a} e^{kx} dx$は下記のように考えることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{-\infty}^{a} e^{kx} dx$ &= \lim_{s \to -\infty} \int_{s}^{a} e^{0} dx \\
&= \lim_{s \to -\infty} \left[ x \right]_{s}^{a} \\
&= \lim_{s \to -\infty} (a-s) = \infty
\end{align}
$$

i)、ⅱ)より、大元の式は成立する。

基本例題$083$

【桃太郎電鉄検証】サイコロの数が5個と10個の目の和で勝負した際に5個の側が勝つ確率

上記で複数サイコロの確率の計算に関して取り扱いましたが、結果を応用することでサイコロの数が異なるサイコロ勝負の確率を計算することができます。具体的には桃太郎電鉄でサイコロ$5$個と$10$個のサイコロ勝負があるので、当記事では$5$個の側が勝利する確率に関して以下計算を行います。

・ゲーム × 統計 まとめ
https://www.hello-statisticians.com/game_stat

基本的な考え方

$1$個と$2$個の場合

$1$個のサイコロの出目を確率変数$X$、$2$個のサイコロの出目の和を確率変数$Y$でおきます。このときそれぞれの確率分布は確率関数$p(x)$と$p(y)$を用いて下記のように表すことができます。

$X$$1$$2$$3$$4$$5$$6$
$p(x)$$\displaystyle \frac{1}{6}$$\displaystyle \frac{1}{6}$$\displaystyle \frac{1}{6}$$\displaystyle \frac{1}{6}$$\displaystyle \frac{1}{6}$$\displaystyle \frac{1}{6}$
$Y$$2$$3$$4$$5$$6$$7$$8$$9$$10$$11$$12$
$p(y)$$\displaystyle \frac{1}{6^2}$$\displaystyle \frac{2}{6^2}$$\displaystyle \frac{3}{6^2}$$\displaystyle \frac{4}{6^2}$$\displaystyle \frac{5}{6^2}$$\displaystyle \frac{6}{6^2}$$\displaystyle \frac{5}{6^2}$$\displaystyle \frac{4}{6^2}$$\displaystyle \frac{3}{6^2}$$\displaystyle \frac{2}{6^2}$$\displaystyle \frac{1}{6^2}$

このとき$X>Y$となる確率$P(X>Y)$は下記のように計算できます。
$$
\begin{align}
& P(X>Y) = P(X=3, Y=2) + P(X=4, Y \leq 3) + P(X=5, Y \leq 4) + P(X=6, Y \leq 5) \\
&= P(X=3)P(Y=2) + P(X=4)P(Y \leq 3) + P(X=5)P(Y \leq 4) + P(X=6)P(Y \leq 5) \\
&= \frac{1}{6}(P(Y=2) + P(Y \leq 3) + P(Y \leq 4) + P(Y \leq 5)) \\
&= \frac{1}{6} \left( \frac{1}{6^2} + \frac{2}{6^2} + \frac{3}{6^2} + \frac{4}{6^2} \right) \\
&= \frac{1}{6} \times \frac{20}{6^2} = \frac{5}{54} = 0.09259…
\end{align}
$$

上記より$P(X>Y)$は約$9.3$%ほどの確率であることが確認できます。

確率計算にあたっての考え方

前項で確認を行なったように、ここでの確率計算にあたってはそれぞれの出目を確率変数$X,Y$で表し、確率関数$p(x), p(y)$を元に確率分布を考えるとわかりやすいです。$X$のそれぞれの値に対し、$Y$が下回る確率を考えることで、同時分布の分解の要領で計算を行うことができます。

$n$個 vs $2n$個

計算プログラム

前節の内容を元に下記のようにプログラムを作成することができます。

n1, n2 = 1, 2
m = 6

def extend_dist(dist_dict, m):
    new_dist_dict = {}
    for i in range(dist_dict.keys()[0]+1,dist_dict.keys()[-1]+1+m):
        new_dist_dict[i] = 0
    for key in dist_dict.keys():
        for i in range(m):
            new_dist_dict[key+i+1] += dist_dict[key]/float(m)
    return new_dist_dict

prob_init = {}
for i in range(m):
    prob_init[i+1] = 1/float(m)

prob1, prob2 = prob_init, prob_init
for i in range(n1-1):
    prob1 = extend_dist(prob1, m)

for i in range(n2-1):
    prob2 = extend_dist(prob2, m)

prob = 0.

for i in range(n2+1,n1*6+1):
    for j in range(n2,i):
        prob += prob1[i]*prob2[j]

print("Probability: {:.3f}".format(prob))

・実行結果

Probability: 0.093

上記のプログラムでは下記で作成したプログラムを用いて複数サイコロの出目の和に関する確率分布の計算を行ないました。

$n$個 vs $2n$個

前項のプログラムを$n1=3, n2=6$と$n1=5, n2=10$で実行すると下記が得られます。

・$n1=3, n2=6$

Probability: 0.015

・$n1=5, n2=10$

Probability: 0.0028

上記より、サイコロ$5$個の出目の和がサイコロ$10$個の出目の和を上回る確率は$0.28$%であることが確認できます。

広義積分(improper integral)の定義と極限値の計算

期待値や分散のように確率分布の定義域における積分を考える場合、$\infty$が積分区間に出てくる場合があります。この取り扱いを数学的に考えるにあたっては、広義積分(improper integral)の定義を抑えておくと良いので、当記事では広義積分について取りまとめました。
作成にあたっては「チャート式シリーズ 大学教養 微分積分」の第$4$章「積分($1$変数)」を主に参考にしました。

・数学まとめ
https://www.hello-statisticians.com/math_basic

広義積分まとめ

半区間$(a,b]$上の連続関数$f(x)$の取り扱い

半区間$(a,b]$上の連続関数$f(x)$に関して下記の極限値が存在すると仮定する。
$$
\large
\begin{align}
\lim_{t \to a+0} \int_{t}^{b} f(x) dx = \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{a+\varepsilon}^{b} f(x) dx
\end{align}
$$

このとき広義積分$\displaystyle \int_{a}^{b} f(x) dx$は収束し、下記のように表せる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{a}^{b} f(x) dx = \lim_{t \to a+0} \int_{t}^{b} f(x) dx = \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{a+\varepsilon}^{b} f(x) dx
\end{align}
$$

区間$(\infty,b]$上の連続関数$f(x)$の取り扱い

区間$(\infty,b]$上の連続関数$f(x)$に関して下記の極限値が存在すると仮定する。
$$
\large
\begin{align}
\lim_{s \to -\infty} \int_{s}^{b} f(x) dx
\end{align}
$$

このとき広義積分$\displaystyle \int_{\infty}^{b} f(x) dx$は収束し、下記のように表せる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{\infty}^{b} f(x) dx = \lim_{s \to -\infty} \int_{s}^{b} f(x) dx
\end{align}
$$

広義積分の計算

以下、「チャート式シリーズ 大学教養 微分積分」の例題の確認を行う。

基本例題$079$

・$[1]$
下記のように値を求められる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{1}^{2} \frac{1}{\sqrt{x-1}} dx &= \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{1+\varepsilon}^{2} \frac{1}{\sqrt{x-1}} dx \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ 2 \sqrt{x-1} \right]_{1+\varepsilon}^{2} \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} 2(\sqrt{2-1}-\sqrt{\cancel{1}+\varepsilon-\cancel{1}}) \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} 2(1-\sqrt{\varepsilon}) \\
&= 2(1-0) = 2
\end{align}
$$

・$[2]$
下記のように値を求められる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{-\infty}^{-1} \frac{1}{x^2} dx &= \lim_{s \to -\infty} \int_{s}^{-1} \frac{1}{x^2} dx \\
&= \lim_{s \to -\infty} \left[ -\frac{1}{x} \right]_{s}^{-1} \\
&= \lim_{s \to -\infty} \left[ 1 + \frac{1}{s} \right] \\
&= 1+0 \\
&= 1
\end{align}
$$

・$[3]$
下記のように値を求めることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{0}^{1} \frac{\log{x}}{x} dx &= \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{\varepsilon}^{1} \frac{\log{x}}{x} dx \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ \frac{1}{2}(\log{x})^{2} \right]_{\varepsilon}^{1} \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \frac{1}{2} \left[ 0 – (\log{\epsilon})^2 \right] = -\infty
\end{align}
$$

基本例題$080$

下記のように広義積分の値を求めることができる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{1}^{3} (1-x)^{-2} dx &= \lim_{\varepsilon \to +0} \int_{1+\varepsilon}^{3} (1-x)^{-2} dx \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ (1-x)^{-1} \right]_{1+\varepsilon}^{3} \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ (1-3)^{-1} – (\cancel{1}-(\cancel{1}+\varepsilon))^{-1} \right] \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ -2^{-1} + \varepsilon^{-1} \right] \\
&= \lim_{\varepsilon \to +0} \left[ -\frac{1}{2} + \frac{1}{\varepsilon} \right] \\
&= \infty
\end{align}
$$

基本例題$082$

下記の式変形により、広義積分の値が得られる。
$$
\large
\begin{align}
\int_{-\infty}^{\infty} \frac{1}{1+x^2} dx &= \lim_{s \to -\infty} \int_{s}^{0} \frac{1}{1+x^2} dx + \lim_{t \to \infty} \int_{0}^{t} \frac{1}{1+x^2} dx \\
&= \lim_{t \to \infty} 2 \int_{0}^{t} \frac{1}{1+x^2} dx \\
&= \lim_{u \to \frac{\pi}{2}} 2 \int_{0}^{u} \cos^{2}{\theta} \cdot \frac{1}{\cos^{2}{\theta}} d \theta \\
&= \lim_{u \to \frac{\pi}{2}} 2 \left[ \theta \right]_{0}^{u} \\
&= \lim_{u \to \frac{\pi}{2}} 2u \\
&= \pi
\end{align}
$$

途中計算では$x=\tan{\theta}$とおいて置換積分を行なった。

【統計の森 独自評価】統計学・数学・機械学習などの参考書のレビュー 〜基礎統計学Ⅰ〜

当記事では「基礎統計学Ⅰ(東京大学出版)」のレビューに関して取りまとめを行いました。

・参考書籍一覧
https://www.hello-statisticians.com/uncategorized/reference.html

レビューまとめ

Bestレビュー

「統計の森」運営レビュー

全体評価: $4.8$
統計学を学ぶにあたっての入門書とされ、手元に置いておくとよい一冊。大学$1$〜$2$年生向けであり数Ⅲレベルの数学を前提にしているので、数学の復習から入る場合は統計検定$2$級レベルまで到達したのちに確認するとよい。
秀逸な解説が含まれる一方で、統計検定$2$級〜準$1$級・$1$級の導入に対応しており、数理統計学を学ぶにあたっては不十分であるので、別途「現代数理統計学」などの教科書を参照する必要がある。
大学の講義に用いられる目的で作成されているので、数学の復習と並行で独学する際は質問できる相手を確保しておくとよい。

読み進める際の参考事項まとめ

複素数(Complex Number)の基本事項まとめ 〜1. 導入〜

複素数は$a+bi$のように実部(Real part)と虚部(Imaginary part)によって表される数であり、統計学に限らず様々な応用があります。当記事では複素数の基本事項を学べるように複素数の定義や分数や三角関数の基本演算について取り扱いを行いました。

・数学まとめ
https://www.hello-statisticians.com/math_basic

複素数の定義

まずは方程式 $x^2+1=0$ を考えます。この方程式は実数解はもちませんが、$x=\pm \sqrt{-1}$ という解を定義すれば、解があると言えます。ここで、$$\sqrt{-1}=i$$ と定義し、これを虚数単位と呼びます。

複素数とは $2$ つの実数 $a, b$ を用いて、$a+bi$ と表せるもののことです。$a$を実部(Real part)、$b$を虚部(Imaginary part)と呼びます。ある複素数 $z$ に対して、実部と虚部をそれぞれ $Re(z), Im(z)$ と表します。特に、$Re(z)=0$のものを純虚数と呼びます。複素数に対する計算の規則について見ていきましょう。以下では、$c,d,k \in \mathbb{R}$ とします。

$(1)\, (a+bi)+(c+di)=(a+c)+(b+d)i$

$(2)\, (a+bi)-(c+di)=(a-c)+(b-d)i$

$(3)\, k(a+bi)=ka+kbi$

$(4)\, (a+bi)(c+di)=ac+adi+bci+bdi^2=ac-bd+(ad+bc)i$

$(3)$において、$k=0, a=0, b=1$ とすると、$0i=0$が得られます。 実部同士、虚部同士で計算する点に注意です。また、$a+bi=0 \Rightarrow a=0 \land b=0 $ とします。

複素数が分母にあるとき

例えば、複素数 $a_i, b_i \in \mathbb{R} に対し z_n = a_n+b_ni \, (n=1,2,3)$ のとき、$$z_1 + \frac{z_2}{z_3}=a_1+b_1i+\frac{a_2+b_2i}{a_3+b_3i}$$ は分母に虚数単位があるため、このままでは計算できません。

対処するためには、$\displaystyle\frac{1}{1+\sqrt{2}}$ のような数の分母の有理化と似た操作を行います。展開公式 $(A-B)(A+B)=A^2-B^2$ を使うというものです。ただし、今は虚数単位があるため、$(a+bi)(a-bi)=a^2+b^2$となることに要注意です。

$$
\large
\begin{align}
\frac{a_2+b_2i}{a_3+b_3i} &= \frac{(a_2+b_2i)(a_3-b_3i)}{(a_3+b_3i)(a_3-b_3i)} \\
&= \frac{(a_2+b_2i)(a_3-b_3i)}{a^2_3+b^2_3} \\
&= \frac{a_2a_3-b_2b_3+(a_3b_2-a_2b_3)i}{a^2_3+b^2_3}
\end{align}
$$

このように分母の虚数単位を取り除くことができます。

極座標表示

複素数 $z=x+yi$ を極座標によって表現することを考えます。極座標とは、以下の変換です。
$y=r\sin{\theta}, r>0 , \theta \in \mathbb{R}$
これにより、$z=x+yi=r(\cos{\theta}+i\sin{\theta})$と表すことができます。

では、$z_1=r_1(\cos{\theta_1}+i\sin{\theta_1}), z_2=r_2(\cos{\theta_2}+i\sin{\theta_2})$として、$z_1z_2$を計算してみましょう。
$$
\large
\begin{align}
z_1z_2 &= r_1r_2(\cos{\theta_1}+i\sin{\theta_1})(\cos{\theta_2}+i\sin{\theta_2}) \\
&= r_1r_2(\cos{\theta_1} \cos{\theta_2} – \sin{\theta_1} \sin{\theta_2} + i\sin{\theta_1} \cos{\theta_2} + i \cos{\theta_1} \sin{\theta_2}) \\
&= r_1r_2(\cos{(\theta_1+\theta_2)}+i\sin{(\theta_1+\theta_2)})
\end{align}
$$

途中で三角関数の加法定理を用いました。極座標表示では綺麗な形で積を書けます。

また、$\displaystyle \frac{z_1}{z_2}=\frac{r_1}{r_2}(\cos{(\theta_1-\theta_2)}+i\sin{(\theta_1-\theta_2)})$が成り立ちます。

Ch.6 「関数の極値」の演習問題の解答例 〜統計学のための数学入門30講(朝倉書店)〜

当記事は「統計学のための数学入門$30$講(朝倉書店)」の読解サポートにあたってChapter.$6$の「関数の極値」の章末問題の解答の作成を行いました。
基本的には書籍の購入者向けの解説なので、まだ入手されていない方は購入の上ご確認ください。また、解説はあくまでサイト運営者が独自に作成したものであり、書籍の公式ページではないことにご注意ください。

・書籍解答まとめ
https://www.hello-statisticians.com/answer_textbook_math#math_stat

本章のまとめ

演習問題解答

問題$6.1$

$$
\large
\begin{align}
f(\lambda) = \frac{1}{k!} \lambda^{k} e^{-\lambda}
\end{align}
$$

上記の$f(\lambda)$を$\lambda$で微分すると下記が得られる。
$$
\large
\begin{align}
\frac{\partial f(\lambda)}{\partial \lambda} &= \frac{1}{k!} \left( k \lambda^{k-1} e^{-\lambda} \right) \\
&= \frac{\lambda^{k-1} e^{-\lambda} (k – \lambda)}{k!}
\end{align}
$$

$\lambda>0$であるので、$k>0$の場合は$f(\lambda)$は$\lambda=k$のとき、以下の極値をとる。
$$
\large
\begin{align}
f(k) = \frac{1}{k!} k^{k} e^{-k}
\end{align}
$$

また、$k=0$の場合は$f(\lambda)=e^{-\lambda}$より、極値が存在しない。

次に$\log{f(\lambda)}$の極値を考えるにあたって、$\log{f(\lambda)}$を$\lambda$で微分を行うと下記が得られる。
$$
\large
\begin{align}
\frac{\partial \log{f(\lambda)}}{\partial \lambda} &= \frac{\partial}{\partial \lambda} (k \log{\lambda} – \lambda – \log{k!}) \\
&= \frac{k}{\lambda} – 1
\end{align}
$$

$\lambda>0$であるので、$k>0$の場合は$f(\lambda)$は$\lambda=k$のとき、以下の極値をとる。
$$
\large
\begin{align}
\log{f(k)} = k \log{k} – k – \log{k!}
\end{align}
$$

また、$k=0$の場合は$\log{f(k)}=\log{e^{-\lambda}}=-\lambda$より、極値が存在しない。

問題$6.2$

$$
\large
\begin{align}
f(\lambda) = \lambda e^{-\lambda x}
\end{align}
$$

上記の$f(\lambda)$を$\lambda$で微分すると下記が得られる。
$$
\large
\begin{align}
\frac{\partial f(\lambda)}{\partial \lambda} &= e^{-\lambda x} + \lambda e^{-\lambda x} \times (-x) \\
&= (1 – \lambda x) e^{-\lambda x}
\end{align}
$$

$\lambda>0, x \geq 0, e^{-\lambda x}>0$であるので、$x>0$の場合に$\displaystyle \lambda=\frac{1}{x}$のとき以下の極値をとる。
$$
\large
\begin{align}
f \left( \frac{1}{x} \right) &= \frac{1}{x} e^{-\frac{1}{x} \cdot x} \\
&= \frac{1}{e x}
\end{align}
$$

また、$x=0$の場合は$f(\lambda)=\lambda$より、極値が存在しない。

次に$\log{f(\lambda)}$の極値を考えるにあたって、$\log{f(\lambda)}$を$\lambda$で微分を行うと下記が得られる。
$$
\large
\begin{align}
\frac{\partial \log{f(\lambda)}}{\partial \lambda} &= \frac{\partial}{\partial \lambda} (\log{\lambda} – \lambda x) \\
&= \frac{1}{\lambda} – x
\end{align}
$$

$\lambda>0, x \geq 0$であるので、$x>0$の場合に$\displaystyle \lambda=\frac{1}{x}$のとき以下の極値をとる。
$$
\large
\begin{align}
\log{f \left( \frac{1}{x} \right)} &= \log{\frac{1}{x}} – \frac{1}{x} \cdot x \\
&= -\log{x} – 1
\end{align}
$$

また、$x=0$の場合は$f(\lambda)=\log{\lambda}$より、極値が存在しない。