Loi log-Cauchy

Loi log-Cauchy
Image illustrative de l’article Loi log-Cauchy
Densité de probabilité

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Fonction de répartition

Paramètres μ R {\displaystyle \mu \in \mathbb {R} }
σ > 0 {\displaystyle \sigma >0\!}
Support x ] 0 , + [ {\displaystyle x\in ]0,+\infty [\!}
Densité de probabilité 1 x π [ σ ( ln x μ ) 2 + σ 2 ] , {\displaystyle {1 \over x\pi }\left[{\sigma \over (\ln x-\mu )^{2}+\sigma ^{2}}\right],}
Fonction de répartition 1 π arctan ( ln x μ σ ) + 1 2 , {\displaystyle {\frac {1}{\pi }}\arctan \left({\frac {\ln x-\mu }{\sigma }}\right)+{\frac {1}{2}},}
Espérance n'existe pas
Médiane e μ {\displaystyle e^{\mu }\,}
Variance infinie
Asymétrie n'existe pas
Kurtosis normalisé n'existe pas
Fonction génératrice des moments n'existe pas
modifier 

En théorie des probabilités et en statistique, la loi log-Cauchy est la loi de probabilité d'une variable aléatoire dont le logarithme suit une loi de Cauchy. Si X suit une loi de Cauchy, alors Y = exp ( X ) {\displaystyle Y=\exp(X)} est de loi log-Cauchy ; similairement, si Y suit une loi log-Cauchy, alors X = ln ( Y ) {\displaystyle X=\ln(Y)} est de loi de Cauchy[1].

Cette loi dépend de deux paramètres μ {\displaystyle \mu } et σ {\displaystyle \sigma } . Si une variable X suit une loi log-Cauchy, on notera X L C ( μ , σ ) {\displaystyle X\sim LC(\mu ,\sigma )} .

Caractérisation

Densité de probabilité

La densité de probabilité de la loi log-Cauchy est donnée par :

f ( x ; μ , σ ) = { 1 x π σ [ 1 + ( ln x μ σ ) 2 ]  si  x > 0 0  sinon = 1 x π [ σ ( ln x μ ) 2 + σ 2 ] 1 { x > 0 } {\displaystyle {\begin{aligned}f(x;\mu ,\sigma )&={\begin{cases}{\frac {1}{x\pi \sigma \left[1+\left({\frac {\ln x-\mu }{\sigma }}\right)^{2}\right]}}&{\text{ si }}x>0\\0&{\text{ sinon}}\end{cases}}\\&={1 \over x\pi }\left[{\sigma \over (\ln x-\mu )^{2}+\sigma ^{2}}\right]{\textbf {1}}_{\{x>0\}}\end{aligned}}}

μ {\displaystyle \mu } est un nombre réel et σ > 0 {\displaystyle \sigma >0} [1],[2]. Si σ {\displaystyle \sigma } est connu, le paramètre d'échelle est e μ {\displaystyle e^{\mu }} [1]. Les paramètres μ {\displaystyle \mu } et σ {\displaystyle \sigma } correspondent respectivement aux paramètres de position et d'échelle de la loi de Cauchy associée[1],[3]. Certains auteurs définissent μ {\displaystyle \mu } et σ {\displaystyle \sigma } comme, respectivement, les paramètres de position et d'échelle de la loi log-Cauchy[3].

Pour μ = 0 {\displaystyle \mu =0} et σ = 1 {\displaystyle \sigma =1} , la loi log-Cauchy est associée à la loi de Cauchy standard, la densité de probabilité est alors réduite à[4] :

f ( x ; 0 , 1 ) = { 1 x π ( 1 + ( ln x ) 2 )  si  x > 0 0  sinon. {\displaystyle f(x;0,1)={\begin{cases}{\frac {1}{x\pi (1+(\ln x)^{2})}}&{\text{ si }}x>0\\0&{\text{ sinon.}}\end{cases}}}

Fonction de répartition

La fonction de répartition pour μ = 0 {\displaystyle \mu =0} et σ = 1 {\displaystyle \sigma =1} est[4] :

F ( x ; 0 , 1 ) = { 1 2 + 1 π arctan ( ln x )  si  x > 0 0  sinon. {\displaystyle F(x;0,1)={\begin{cases}{\frac {1}{2}}+{\frac {1}{\pi }}\arctan(\ln x)&{\text{ si }}x>0\\0&{\text{ sinon.}}\end{cases}}}

Fonction de survie

La fonction de survie pour μ = 0 {\displaystyle \mu =0} et σ = 1 {\displaystyle \sigma =1} est[4] :

S ( x ; 0 , 1 ) = { 1 2 1 π arctan ( ln x )  si  x > 0 1  sinon. {\displaystyle S(x;0,1)={\begin{cases}{\frac {1}{2}}-{\frac {1}{\pi }}\arctan(\ln x)&{\text{ si }}x>0\\1&{\text{ sinon.}}\end{cases}}}

Taux de défaillance

Le taux de défaillance pour μ = 0 {\displaystyle \mu =0} et σ = 1 {\displaystyle \sigma =1} est[4] :

λ ( x ; 0 , 1 ) = ( 1 x π ( 1 + ( ln x ) 2 ) ( 1 2 1 π arctan ( ln x ) ) ) 1 ,     x > 0 {\displaystyle \lambda (x;0,1)=\left({\frac {1}{x\pi \left(1+\left(\ln x\right)^{2}\right)}}\left({\frac {1}{2}}-{\frac {1}{\pi }}\arctan(\ln x)\right)\right)^{-1},\ \ x>0}

Le taux de hasard décroit au début et sur la dernière partie du support de la densité, mais il peut exister un intervalle sur lequel le taux de hasard croît[4].

Propriétés

La loi log-Cauchy est un exemple de loi à queue lourde[5]. Certains auteurs la considère comme une loi à « queue super-lourde », car elle possède une queue plus lourde que celles de type de la distribution de Pareto, c'est-à-dire qu'elle a une décroissance logarithmique[5],[6]. Comme avec la loi de Cauchy, aucun des moments (non triviaux) de la loi log-Cauchy n'est fini[4]. La moyenne et l'écart-type étant des moments, ils ne sont pas définis pour la loi log-Cauchy[7],[8].

La loi log-Cauchy est infiniment divisible pour certains paramètres[9]. Comme les lois log-normale, log-Student et de Weibull, la loi log-Cauchy est un cas particulier de loi bêta généralisée du second type[10],[11]. La loi log-Cauchy est en fait un cas particulier de la loi log-Student, comme la loi de Cauchy est un cas particulier de la loi de Student à un degré de liberté[12],[13].

Puisque la loi de Cauchy est une loi stable, la loi log-Cauchy est une loi log-stable[14].

Estimation des paramètres

La médiane du logarithme naturel d'un échantillon est un estimateur robuste de μ {\displaystyle \mu } [1].

Références

  1. a b c d et e (en) Olive, D.J., « Applied Robust Statistics », Southern Illinois University, (consulté le ), p. 86
  2. (en) Lindsey, J.K., Statistical analysis of stochastic processes in time, Cambridge University Press, , 354 p. (ISBN 978-0-521-83741-5), p. 33, 50, 56, 62, 145
  3. a et b (en) Mode, C.J. & Sleeman, C.K., Stochastic processes in epidemiology : HIV/AIDS, other infectious diseases, World Scientific, , 29–37 p. (ISBN 978-981-02-4097-4, lire en ligne)
  4. a b c d e et f (en) Marshall, A.W. & Olkin, I., Life distributions : structure of nonparametric, semiparametric, and parametric families, Springer, , 443–444 p. (ISBN 978-0-387-20333-1)
  5. a et b (en) M. Falk, J. Hüsler et R. Reiss, Laws of Small Numbers : Extremes and Rare Events, Springer, , 3e éd., 80 p. (ISBN 978-3-0348-0008-2)
  6. (en) Alves, M.I.F., de Haan, L. & Neves, C., « Statistical inference for heavy and super-heavy tailed distributions »,
  7. (en) « Moment », Mathworld (consulté le )
  8. (en) Y. Wang, « Trade, Human Capital and Technology Spillovers: An Industry Level Analysis », Review of International Economics, vol. 15, no 2,‎ , p. 269-283 (lire en ligne)
  9. (en) Bondesson, L., « On the Levy Measure of the Lognormal and LogCauchy Distributions », Methodology and Computing in Applied Probability, Kluwer Academic Publications, (consulté le ), p. 243–256
  10. (en) Knight, J. & Satchell, S., Return distributions in finance, Oxford/Boston, Butterworth-Heinemann, (ISBN 978-0-7506-4751-9), p. 153
  11. (en) Kemp, M., Market consistency : model calibration in imperfect markets, Wiley, , 376 p. (ISBN 978-0-470-77088-7)
  12. (en) MacDonald, J.B., Statistical distributions in scientific work: proceedings of the NATO Advanced Study Institute, Springer, (ISBN 978-90-277-1334-6), « Measuring Income Inequality », p. 169
  13. (en) Kleiber, C. & Kotz, S., Statistical Size Distributions in Economics and Actuarial Science, Wiley, , 101–102, 110 (ISBN 978-0-471-15064-0)
  14. (en) Panton, D.B., « Distribution function values for logstable distributions », Computers & Mathematics with Applications, vol. 25, no 9,‎ , p. 17–24 (DOI 10.1016/0898-1221(93)90128-I, lire en ligne, consulté le )
v · m
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à support fini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
N paramètres de forme
à support infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
Lois absolument continues
à support compact
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
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à support semi-infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
3 paramètres de forme
N paramètres de forme
à support infini
0 paramètre de forme
1 paramètre de forme
2 paramètres de forme
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