正規分布

正規分布
	確率密度関数; 正規分布の確率密度関数。赤は標準正規分布
	累積分布関数; 正規分布の分布関数：色は確率密度関数と同じ
母数	（位置）; σ2 > 0 スケールの2乗（実数）
台
確率密度関数
累積分布関数
期待値	μ
中央値	μ
最頻値	μ
分散	σ2
歪度	0
尖度	0（定義によっては3）
エントロピー
モーメント母関数
特性関数
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確率論や統計学で用いられる正規分布（せいきぶんぷ、英: normal distribution）またはガウス分布（英: Gaussian distribution）は、平均値の付近に集積するようなデータの分布を表した連続的な変数に関する確率分布である。中心極限定理により、独立な多数の因子の和として表される確率変数は正規分布に従う。このことにより正規分布は統計学や自然科学、社会科学の様々な場面で複雑な現象を簡単に表すモデルとして用いられている。たとえば実験における測定の誤差は正規分布に従って分布すると仮定され、不確かさの評価が計算されている。

また、正規分布の確率密度関数のフーリエ変換は再び正規分布の密度関数になることから、フーリエ解析および派生した様々な数学・物理の理論の体系において、正規分布は基本的な役割を果たしている。

確率変数 $X$ が1次元正規分布に従う場合、 $X\sim N(\mu ,\sigma ^{2})$ 、確率変数 $X$ が $n$ 次元正規分布に従う場合、 $X\sim N_{n}(\mu ,{\mathit {\Sigma }})$ などと表記される。

概要[編集]

平均を $μ$ , 分散を $σ 2 > 0$ とする（1次元）正規分布とは、確率密度関数が次の形（ガウス関数と呼ばれる）

f(x)={\frac {1}{\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}}}\exp \!\left(-{\frac {(x-\mu )^{2}}{2\sigma ^{2}}}\right)\quad (x\in \mathbb {R} )

で与えられる確率分布のことである^[1]^[2]。この分布を $N (μ, σ 2)$ と表す^[1]。（ $N$ は「正規分布」を表す英語 "normal distribution" の頭文字から取られている）。

標準正規分布[編集]

特に $μ = 0$ , $σ 2 = 1$ のとき、この分布は（1次元）標準正規分布（または基準正規分布）と呼ばれる^[3]。つまり標準正規分布 $N (0, 1)$ は

f(x)={\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}\exp \!\left(-{\frac {x^{2}}{2}}\right)

なる確率密度関数を持つ確率分布として与えられる。

再生性[編集]

正規分布は再生性を持つ^[4] —— つまり確率変数 $X 1, \dots, X n$ が独立にそれぞれ正規分布 $N (μ 1, σ 12), \dots, N (μ n, σ n 2)$ に従うとき、線型結合 $\sum a i X i$ は正規分布 $N (\sum a i μ i, \sum a i 2 σ i 2)$ に従う。

確率密度関数[編集]

正規分布の確率密度関数をグラフ化した正規分布曲線は左右対称な釣鐘状の曲線であり、鐘の形に似ていることからベル・カーブ（鐘形曲線）とも呼ばれる。直線 $x = μ$ に関して対称であり、 $x$ 軸は漸近線である。なお、曲線は $σ$ の値が大きいほど扁平になる。

なお、中心極限定理により、巨大な $n$ に対する二項分布とも考えることができる。

平均値の周辺の $n$ 次中心化モーメントは、各次数 $n$ に対して

E[(X-\mu )^{n}]={\begin{cases}0,&{\text{if }}n{\text{ is odd}}\\[1ex](n-1)!!\,\sigma ^{n},&{\text{if }}n{\text{ is even}}\end{cases}}

となることが知られている^[5]。 $(2 n - 1)!! : = (2 n - 1) \cdot (2 n - 3) \cdot \dots \cdot 3 \cdot 1$ 。

多変量正規分布[編集]

また、多変量の統計として共分散まで込めた多次元の正規分布も定義され、平均 $μ = (μ 1, μ 2, \dots, μ n)$ の $n$ 次元正規分布の同時密度関数は次の式で与えられる。

f(x)={\frac {1}{({\sqrt {2\pi }})^{n}{\sqrt {\vert {\mathit {\Sigma }}\vert }}}}\exp \!\left(-{\frac {1}{2}}(x-\mu )^{\mathrm {T} }\,{\mathit {\Sigma }}^{-1}(x-\mu )\right)

ここで、 $\sum = (σ ij)$ は分散共分散行列と呼ばれる正定値対称行列である。|Σ| は Σ の行列式。なお、 $A [x]$ は（対称）行列 $A$ とベクトル $x$ に対して二次形式 $x T Ax$ を意味するもの（ジーゲルの記号）とすると $(x - μ) T \sum -1 (x - μ) = \sum -1 [x - μ]$ と書くこともできる。

この $n$ 次元正規分布を $N n (μ, \sum)$ と表す^[6]。特に1次元の場合、平均 $(μ)$ と分散共分散行列 $\sum = (σ 2)$ は共に1次元の平均と分散を意味する1つの実数値であり、記号 $N 1 ((μ), \sum) = N 1 ((μ), (σ 2))$ は単に $N (μ, σ 2)$ と書かれる（先に述べた1次元の場合の記号と同じものと理解してよい）。

歪正規分布[編集]

歪正規分布の確率密度関数

正規分布の拡張としては、上で示した多次元化を施した多変量正規分布の他に、歪正規分布 (Skew-Normal (SN) distribution) がある。これは三変数で表現され、そのうち1つの変数について $α = 0$ のときに正規分布となることから、分布を平均と分散の二変数で表現する正規分布の拡張であるといえる。 $φ (x)$ を標準正規分布の確率密度関数とする。

\phi (x)={\frac {1}{\sqrt {2\pi }}}e^{-{\frac {x^{2}}{2}}}

その確率密度関数は次で与えられる。

\Phi (x)=\int _{-\infty }^{x}\phi (t)\,dt={\frac {1}{2}}\left[1+\operatorname {erf} \left({\frac {x}{\sqrt {2}}}\right)\right]

ここに "erf" は誤差関数（シグモイド関数）である。このとき、標準正規分布に対応する歪正規分布 $SN(0, 1, α)$ の確率密度関数は次で与えられる。

f(x)=2\phi (x)\Phi (\alpha x)

これに平均のようなもの相当する変数と分散のようなものに相当する変数を加えるためにZ変換（標準化）の逆 $y = ξ + ωx$ を施す。すると歪正規分布は一般の形になり、以下の関係が成り立つ。

Y\sim \operatorname {SN} (\xi ,\omega ^{2},\alpha )

歴史[編集]

正規分布はアブラーム・ド・モアブルによって1733年に導入された^[7]。この論文はド・モアブル自身による1738年出版の The Doctrine of Chances 第二版の中で、高い次数に関する二項分布の近似の文脈において再掲されている。ド・モアブルの結果はピエール＝シモン・ラプラスによる『確率論の解析理論』（1812年）において拡張され、いまではド・モアブル–ラプラスの定理と呼ばれている。

ラプラスは正規分布を実験の誤差の解析に用いた。その後アドリアン＝マリ・ルジャンドルによって1805年に最小二乗法が導入され^[8]、1809年のカール・フリードリヒ・ガウスによる誤差論で詳細に論じられた（ガウスは1794年から最小二乗法を知っていたと主張していた）。

「ベル・カーブ」という名前は、1872年に2変数正規分布に対して「鐘形曲面」という言葉を用いた Esprit Jouffret（英語版）にさかのぼる。「正規分布」という言葉はチャールズ・サンダース・パース、フランシス・ゴルトン、ヴィルヘルム・レキシスの3人によって1875年頃に独立に導入された。

統計的な意味[編集]

標準正規分布がもつ確率密度関数のグラフ

正規分布 $N (μ, σ 2)$ からの無作為標本 $x$ を取ると、平均 $μ$ からのずれが $\pm1 σ$ 以下の範囲に $x$ が含まれる確率は 68.27%、 $\pm2 σ$ 以下だと 95.45%、さらに $\pm3 σ$ だと 99.73% となる。

正規分布は、t分布やF分布といった種々の分布の考え方の基礎になっているだけでなく、実際の統計的推測においても、仮説検定、区間推定など、様々な場面で利用される。

正規分布 $N (μ, σ)$ に従う確率変数 $X$ が与えられたとき $Z = X - μ / σ$ と標準化すれば確率変数 $Z$ は標準正規分布に従う。大学レベルの統計入門のクラスでは必ず行われているが、 $Z$ 値を求めることで標準正規分布表と呼ばれる変量に対応した確率を表す一覧表を用いて、コンピュータを使うことなく正規分布に従った事象の確率を求めることができる。

不連続値をとる確率変数についての検定の場合でも、連続変数と同様の考え方で正規分布を近似的に用いることがある。これは標本の大きさ $n$ が大きく、かつデータの階級幅が狭いほど、近似の精度が高い。

Percentage within(z)

z(Percentage within)

Table

Confidence interval	Proportion within	Proportion without
Confidence interval	Percentage	Percentage	Fraction
0.318 639σ	25%	75%	3 / 4
6999674490000000000♠0.674490σ	7001500000000000000♠50%	7001500000000000000♠50%	1 / 7000200000000000000♠2
6999994458000000000♠0.994458σ	68%	32%	1 / 3.125
1σ	7001682689492000000♠68.2689492%	7001317310508000000♠31.7310508%	1 / 7000315148720000000♠3.1514872
7000128155200000000♠1.281552σ	80%	20%	1 / 5
7000164485400000000♠1.644854σ	90%	10%	1 / 10
7000195996400000000♠1.959964σ	95%	5%	1 / 20
2σ	7001954499736000000♠95.4499736%	7000455002640000000♠4.5500264%	1 / 7001219778950000000♠21.977895
7000257582900000000♠2.575829σ	99%	1%	1 / 100
3σ	7001997300204000000♠99.7300204%	6999269979600000000♠0.2699796%	1 / 370.398
7000329052700000000♠3.290527σ	99.9%	0.1%	1 / 7003100000000000000♠1000
7000389059200000000♠3.890592σ	99.99%	0.01%	1 / 7004100000000000000♠10000
4σ	7001999936660000000♠99.993666%	6997633400000000000♠0.006334%	1 / 7004157870000000000♠15787
7000441717300000000♠4.417173σ	99.999%	0.001%	1 / 7005100000000000000♠100000
7000450000000000000♠4.5σ	99.9993204653751%	0.0006795346249%	1 / 7005147159535800000♠147159.5358 3.4 / 7006100000000000000♠1000000 (on each side of mean)
7000489163800000000♠4.891638σ	7001999999000000000♠99.9999%	6996100000000000000♠0.0001%	1 / 7006100000000000000♠1000000
5σ	7001999999426697000♠99.9999426697%	6995573303000000000♠0.0000573303%	1 / 7006174427800000000♠1744278
7000532672399999999♠5.326724σ	7001999999900000000♠99.99999%	6995100000000000000♠0.00001%	1 / 7007100000000000000♠10000000
7000573072900000000♠5.730729σ	7001999999990000000♠99.999999%	6994100000000000000♠0.000001%	1 / 7008100000000000000♠100000000
7000600000000000000♠6σ	7001999999998027000♠99.9999998027%	6993197300000000000♠0.0000001973%	1 / 7008506797346000000♠506797346
7000610941000000000♠6.109410σ	7001999999999000000♠99.9999999%	6993100000000000000♠0.0000001%	1 / 7009100000000000000♠1000000000
7000646695100000000♠6.466951σ	7001999999999900000♠99.99999999%	6992100000000000000♠0.00000001%	1 / 7010100000000000000♠10000000000
7000680650200000000♠6.806502σ	7001999999999990000♠99.999999999%	6991100000000000000♠0.000000001%	1 / 7011100000000000000♠100000000000
7σ	99.9999999997440%	6990256000000000000♠0.000000000256%	1 / 7011390682215445000♠390682215445

正規分布の適用[編集]

自然界の事象の中には正規分布に従う数量の分布をとるものがあることが知られている^[9]。また、そのままでは変数が正規分布に従わない場合もその対数をとると正規分布に従う場合がある。

正規分布が統計学上特別な地位を持つのは中心極限定理が存在するためである。中心極限定理は、「独立な同一の分布に従う確率変数の算術平均（確率変数の合計を変数の数で割ったもの）の分布は、元の確率変数に標準偏差が存在するならば、元の分布の形状に関係なく、変数の数が多数になったとき、正規分布に収束する」というものである。このため大標本の平均値の統計には、正規分布が仮定されることが非常に多い。

前述のごとく自然界の事象の中には、正規分布に従う数量の分布をとるものがあることが知られている。しかしそれは必ずしも多数派というわけではない。19世紀ではさながら「正規分布万能主義」といったものがまかり通っていたが、20世紀以降そういった考え方に修正が見られた。今日においては社会現象、生物集団の現象等々、種別から言えば、正規分布に従うものはむしろ少数派であることが確認されている。例えば、フラクタルな性質を持つ物は正規分布よりも、パレート分布になることが多い。人間は自然界の事象とは違って自分の意思をもっているため、たとえば、子供の成績などは決して正規分布にはならない^[9]。しかし、そもそも理論上、正規分布の $x$ の値は負の無限大から正の無限大まで取れるのに対して、多くの事象は最小値（例えば比例尺度におけるゼロ）と最大値（例えばテストにおける100点満点）が予め定まっている場合があり、そのような事象が完全な正規分布に従うとするには無理がある（その際はcensoringつまり打ち切りを考慮したり、対数正規分布を用いたりするとより正確な確率を求めることが出来る場合がある）。また、 $0$ および自然数しかとらない離散確率分布、例えばポアソン分布や二項分布を連続確率分布である正規分布で近似することも一般的に行われている。

検定[編集]

正規QQプロット

何らかの事象について法則性を捜したり理論を構築しようとしたりする際、その確率分布がまだ分かっていない場合にはそれが正規分布であると仮定して推論することは珍しくないが、誤った結論にたどりついてしまう可能性がある。標本データが正規分布に近似しているかどうを判断するためには、尖度と歪度を調べる、ヒストグラムを見る、正規QQプロットをチェックする、あるいはシャピロ–ウィルク検定やコルモゴロフ–スミルノフ検定（正規分布）を利用する方法などが一般的に行われている。

点推定[編集]

平均や分散が未知の正規分布に従うデータから、母数 $θ = (μ, σ 2)$ を推定したいことがある。これには次の推定量 ${\hat {\theta }}=({\hat {\mu }},{\hat {\sigma }}^{2})$ がよく用いられる。正規分布 $N (μ, σ 2)$ からの無作為標本 $x 1, \dots, x n$ が与えられたとき、

{\begin{aligned}{\hat {\mu }}&={\frac {1}{n}}\sum _{i=1}^{n}x_{i}\\{\hat {\sigma }}^{2}&={\frac {1}{n-1}}\sum _{i=1}^{n}(x_{i}-{\hat {\mu }})^{2}\end{aligned}}

は最小分散不偏推定量（英語版）である^[10]。

区間推定[編集]

脚注[編集]

^ ^a ^b 稲垣 1990, pp. 44–45.
^ JIS Z 8101-1 : 1999, 1.25 正規分布.
^ JIS Z 8101-1 : 1999, 1.26 標準正規分布 (standardized normal distribution, standardized Laplace–Gauss distribution).
^ Cramér 1946, § 17.3.
^ Cramér 1946, (17.2.3).
^ 稲垣 1990, p. 86.
^ Abraham de Moivre, "Approximatio ad Summam Terminorum Binomii $(a + b) n$ in Seriem expansi"（1733年11月12日に私的な回覧用にロンドンで印刷された。）このパンフレットは以下に挙げる各書物に再掲されている: (1) Richard C. Archibald (1926) “A rare pamphlet of Moivre and some of his discoveries,” Isis, vol. 8, pages 671–683; (2) Helen M. Walker, “De Moivre on the law of normal probability” in David Eugene Smith, A Source Book in Mathematics [New York, New York: McGraw-Hill, 1929; reprinted: New York, New York: Dover, 1959], vol. 2, pages 566–575.; (3) Abraham De Moivre, The Doctrine of Chances (2nd ed.) [London: H. Woodfall, 1738; reprinted: London: Cass, 1967], pages 235-243; (3rd ed.) [London: A Millar, 1756; reprinted: New York, New York: Chelsea, 1967], pages 243–254; (4) Florence N. David, Games, Gods and Gambling: A History of Probability and Statistical Ideas [London: Griffin, 1962], Appendix 5, pages 254–267.
^ Stigler 1986, Figure 1.5.
^ ^a ^b 遠山啓『数学入門（下）』岩波書店〈岩波新書〉（原著1960年10月20日）、初版、87頁。2009年3月5日閲覧。
^ 岩波数学辞典 2007, 付録　公式 23.

参考文献[編集]

ハラルド・クラメール (1946). Mathematical Methods of Statistics. Princeton Mathematical Series. 9. Princeton University Press. MR 0016588. Zbl 0063.01014. (Review by W. Feller)
稲垣宣生『数理統計学』裳華房、1990年。ISBN 4-7853-1406-0。
JIS Z 8101-1:1999 統計 − 用語と記号 − 第1部:確率及び一般統計用語, 日本規格協会
Stigler, Stephen M. (1986). The History of Statistics: The Measurement of Uncertainty before 1900. The Belknap Press of Harvard University Press. ISBN 0-674-40340-1. MR 0852410. Zbl 0656.62005.
『岩波数学辞典』日本数学会、岩波書店、2007年、第4版。ISBN 978-4-00-080309-0。

外部リンク[編集]

正規分布表 (PDF) —— 脇本和昌『身近なデータによる統計解析入門』森北出版、1973年。ISBN 4627090307。付表

[FOOTNOTE稲垣199044–45-1] 稲垣 1990, pp. 44–45.

[FOOTNOTEJIS_Z_8101-1_:_19991.25_正規分布-2] JIS Z 8101-1 : 1999, 1.25 正規分布.

[FOOTNOTEJIS_Z_8101-1_:_19991.26_標準正規分布_(standardized_normal_distribution,_standardized_Laplace–Gauss_distribution)-3] JIS Z 8101-1 : 1999, 1.26 標準正規分布 (standardized normal distribution, standardized Laplace–Gauss distribution).

[FOOTNOTECramér1946§_17.3-4] Cramér 1946, § 17.3.

[FOOTNOTECramér1946(17.2.3)-5] Cramér 1946, (17.2.3).

[FOOTNOTE稲垣199086-6] 稲垣 1990, p. 86.

[7] Abraham de Moivre, "Approximatio ad Summam Terminorum Binomii $(a + b) n$ in Seriem expansi"（1733年11月12日に私的な回覧用にロンドンで印刷された。）このパンフレットは以下に挙げる各書物に再掲されている: (1) Richard C. Archibald (1926) “A rare pamphlet of Moivre and some of his discoveries,” Isis, vol. 8, pages 671–683; (2) Helen M. Walker, “De Moivre on the law of normal probability” in David Eugene Smith, A Source Book in Mathematics [New York, New York: McGraw-Hill, 1929; reprinted: New York, New York: Dover, 1959], vol. 2, pages 566–575.; (3) Abraham De Moivre, The Doctrine of Chances (2nd ed.) [London: H. Woodfall, 1738; reprinted: London: Cass, 1967], pages 235-243; (3rd ed.) [London: A Millar, 1756; reprinted: New York, New York: Chelsea, 1967], pages 243–254; (4) Florence N. David, Games, Gods and Gambling: A History of Probability and Statistical Ideas [London: Griffin, 1962], Appendix 5, pages 254–267.

[FOOTNOTEStigler1986Figure_1.5-8] Stigler 1986, Figure 1.5.

[nyumon-9] 遠山啓『数学入門（下）』岩波書店〈岩波新書〉（原著1960年10月20日）、初版、87頁。2009年3月5日閲覧。

[FOOTNOTE岩波数学辞典2007付録_公式_23-10] 岩波数学辞典 2007, 付録　公式 23.

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正規分布

目次

概要[編集]

標準正規分布[編集]

再生性[編集]

確率密度関数[編集]

多変量正規分布[編集]

歪正規分布[編集]

歴史[編集]

統計的な意味[編集]

正規分布の適用[編集]

検定[編集]

点推定[編集]

区間推定[編集]

脚注[編集]

参考文献[編集]

関連項目[編集]

外部リンク[編集]

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確率密度関数正規分布の確率密度関数。赤は標準正規分布
累積分布関数正規分布の分布関数：色は確率密度関数と同じ
母数	$\mu \in \mathbb {R}$ （位置） $σ 2 > 0$ スケールの2乗（実数）
台	$\mathbb {R} =(-\infty ,\infty )$
確率密度関数	${\frac {1}{\sqrt {2\pi \sigma ^{2}}}}\;\exp \left(-{\frac {\left(x-\mu \right)^{2}}{2\sigma ^{2}}}\right)$
累積分布関数	${\frac {1}{2}}\left(1+\operatorname {erf} \,{\frac {x-\mu }{\sqrt {2\sigma ^{2}}}}\right)$
期待値	$μ$
中央値	$μ$
最頻値	$μ$
分散	$σ 2$
歪度	0
尖度	0（定義によっては3）
エントロピー	$\ln \left(\sigma {\sqrt {2\,\pi \,e}}\right)$
モーメント母関数	$M_{X}(t)=\exp \left(\mu \,t+{\frac {\sigma ^{2}t^{2}}{2}}\right)$
特性関数	$\phi _{X}(t)=\exp \left(\mu \,i\,t-{\frac {\sigma ^{2}t^{2}}{2}}\right)$
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