Wahrscheinlichkeitsdichtefunktion

In der Wahrscheinlichkeitstheorie ist die Wahrscheinlichkeitsdichtefunktion, oft kurz Dichtefunktion, Wahrscheinlichkeitsdichte oder nur Dichte (abgekürzt WDF oder pdf von engl. probability density function) ein Hilfsmittel zur Beschreibung einer stetigen Wahrscheinlichkeitsverteilung. Die Integration der Wahrscheinlichkeitsdichte über ein Intervall $[a,b]$ ergibt die Wahrscheinlichkeit dafür, dass eine Zufallsvariable mit dieser Dichte einen Wert zwischen $a$ und $b$ annimmt. Die Wahrscheinlichkeitsdichte kann Werte größer als 1 annehmen und sollte nicht mit der Wahrscheinlichkeit selbst verwechselt werden.

Formal handelt es sich um eine Dichte bezüglich des Lebesgue-Maßes.

Während man im diskreten Fall Wahrscheinlichkeiten von Ereignissen durch Aufsummieren der Wahrscheinlichkeiten der einzelnen Elementarereignisse berechnen kann (ein idealer Würfel zeigt beispielsweise jede Zahl mit einer Wahrscheinlichkeit von ${\tfrac {1}{6}}$), so gilt dies nicht mehr für den kontinuierlichen Fall. Beispielsweise sind zwei Menschen kaum exakt gleich groß, sondern nur bis auf Haaresbreite oder weniger. In solchen Fällen sind Wahrscheinlichkeitsdichtefunktionen nützlich. Mit Hilfe dieser Funktionen lässt sich die Wahrscheinlichkeit für ein beliebiges Intervall – beispielsweise eine Körpergröße zwischen 1,80 m und 1,81 m – bestimmen, obwohl unendlich viele Werte in diesem Intervall liegen, von denen jeder einzelne die Wahrscheinlichkeit $0$ hat.

Definition

Es sei $P$ ein Wahrscheinlichkeitsmaß und $X$ sei eine reellwertige Zufallsvariable. Eine Funktion Fehler beim Parsen (SVG (MathML kann über ein Browser-Plugin aktiviert werden): Ungültige Antwort („Math extension cannot connect to Restbase.“) von Server „http://localhost:6011/de.wikipedia.org/v1/“:): {\displaystyle f\colon\R\rightarrow [0,\infty]} heißt Wahrscheinlichkeitsdichte der Zufallsvariable $X$ (oder genauer: der Verteilung $\mu$ von $X$), falls gilt

$P(a\leq X\leq b)=\int _{a}^{b}f(x)\,\mathrm {d} x$     bzw.      $\mu ([a,b])=\int _{a}^{b}f(x)\,\mathrm {d} x$

für alle reellen Zahlen $a<b$.

Beispiele

Beispiele für Wahrscheinlichkeitsdichten sind in der Liste univariater Wahrscheinlichkeitsverteilungen zu finden.

Eigenschaften

Normierung und Eindeutigkeit

Wahrscheinlichkeitsdichte der Lognormalverteilung (mit $\mu =0$)

Kumulative Verteilungsfunktion der Lognormalverteilung (mit $\mu =0$)

Die Fläche unter der Dichtefunktion hat den Inhalt 1, d. h.

$\int _{-\infty }^{\infty }f(x)\,{\rm {d}}x=1$.

Die Wahrscheinlichkeitsdichte ist, bis auf Abweichungen in einer Nullmenge eindeutig bestimmt. Sie ist stets nicht-negativ und kann (im Gegensatz zu Wahrscheinlichkeiten) beliebig große Werte annehmen, wie aus dem Bild ersichtlich ist.

Umgekehrt gilt: Jede Funktion $f\colon \mathbb {R} \to \mathbb {R}$ mit $f(x)\geq 0$ für alle $x\in \mathbb {R}$ und $\textstyle \int _{-\infty }^{\infty }f(x)\,{\rm {d}}x=1$ ist die Dichtefunktion einer eindeutig bestimmten Wahrscheinlichkeitsverteilung.

Berechnung von Wahrscheinlichkeiten

Die Wahrscheinlichkeit für ein Intervall kann man mit der Wahrscheinlichkeitsdichte $f$ oder der zugehörigen kumulativen Verteilungsfunktion $F$ berechnen als

$P(X\in [a,b])=\int _{a}^{b}f(x)\,{\rm {d}}x=F(b)-F(a)$.

Diese Formel gilt ebenso für die Intervalle $(a,b)$, $(a,b]$ und $[a,b)$, denn einzelne Punkte haben bei Zufallsvariablen mit Dichte die Wahrscheinlichkeit $0$ – die Verteilungsfunktion ist stetig.

Für komplexere Mengen kann die Wahrscheinlichkeit analog durch Integrieren über Teilintervalle ermittelt werden. Allgemein erhält man die Wahrscheinlichkeit in der Form

$P(X\in A)=\int _{A}f(x)\,{\rm {d}}x$.

Bedingung für die Existenz einer Wahrscheinlichkeitsdichte

$X$ besitzt eine Wahrscheinlichkeitsdichte $f$ genau dann, wenn die Verteilung von $X$ absolutstetig bezüglich des Lebesgue-Maßes ist, d. h. wenn

$P(X\in A)=0$

für jede Lebesgue-Nullmenge $A$ (Satz von Radon-Nikodým).

Zusammenhang von Verteilungsfunktion und Dichtefunktion

Die (kumulative) Verteilungsfunktion $F$ erhält man als Integral über die Dichtefunktion:

$F(x)=\int _{-\infty }^{x}f(t)\,\operatorname {d} t$

Umgekehrt gilt: Wenn die Verteilungsfunktion $F$ differenzierbar ist, ist ihre Ableitung eine Dichtefunktion der Verteilung:

$f(x)=F^{\prime }(x)={\frac {\operatorname {d} F(x)}{\operatorname {d} x}}$

Das gilt auch dann noch, wenn es abzählbar viele Stellen $x$ gibt, an denen $F$ stetig, aber nicht differenzierbar ist; welche Werte man an diesen Stellen für $f(x)$ verwendet, ist unerheblich.

Allgemein existiert eine Dichtefunktion genau dann, wenn die Verteilungsfunktion $F$ absolut stetig ist. Diese Bedingung impliziert unter anderem, dass $F$ stetig ist und fast überall eine Ableitung besitzt, die mit der Dichte übereinstimmt.

Man beachte jedoch, dass es Verteilungen wie die Cantor-Verteilung gibt, die eine stetige, fast überall differenzierbare Verteilungsfunktion besitzen, aber dennoch keine Wahrscheinlichkeitsdichte. Fast überall differenzierbar sind Verteilungsfunktionen immer, aber die entsprechende Ableitung erfasst generell nur den absolutstetigen Anteil der Verteilung.

Dichten auf Teilintervallen

Die Wahrscheinlichkeitsdichte einer Zufallsvariable $X$, die nur Werte in einem Teilintervall $I$ der reellen Zahlen annimmt, kann man so wählen, dass sie außerhalb des Intervalls den Wert $0$ hat. Ein Beispiel ist die Exponentialverteilung mit $I=[0,\infty [$. Alternativ kann man die Wahrscheinlichkeitsdichte als eine Funktion $f\colon I\to \mathbb {R}$ betrachten, d. h. als eine Dichte der Verteilung auf $I$ bezüglich des Lebesgue-Maßes auf $I$.

Mehrdimensionale Zufallsvariable

Wahrscheinlichkeitsdichten kann man auch für mehrdimensionale Zufallsvariablen, also für Zufallsvektoren definieren. Ist $X$ eine $\mathbb {R} ^{n}$-wertige Zufallsvariable, so heißt eine Funktion $f\colon \mathbb {R} ^{n}\rightarrow [0,\infty ]$ Wahrscheinlichkeitsdichte (bezüglich des Lebesgue-Maßes) der Zufallsvariable $X$, falls gilt

$P(X\in A)=\int _{A}f(x)\mathrm {d} ^{n}x$

für alle Borelmengen $A\in {\mathcal {B}}(\mathbb {R} ^{n})$.

Speziell folgt dann für $n$-dimensionale Intervalle $I=[a_{1},b_{1}]\times \dotsb \times [a_{n},b_{n}]$ mit reellen Zahlen $a_{1}<b_{1},\dotsc ,a_{n}<b_{n}$:

$P(X\in I)=\int _{a_{1}}^{b_{1}}\dotsi \int _{a_{n}}^{b_{n}}f(x_{1},\dotsc ,x_{n})\ \mathrm {d} x_{n}\dotso \mathrm {d} x_{1}$.

Der Begriff der Verteilungsfunktion lässt sich ebenfalls auf mehrdimensionale Zufallsvariablen erweitern. Hier ist in der Notation $F(x)=P(X\leq x)$ das $x$ ein Vektor und das $\leq \,$-Zeichen komponentenweise zu lesen. $F$ ist also hierbei eine Abbildung von $\mathbb {R} ^{n}\,$ in das Intervall [0,1]. Wenn $F$ n mal stetig differenzierbar ist, erhält man eine Wahrscheinlichkeitsdichte durch partielle Differentiation:

$f(x_{1},x_{2},\dotsc ,x_{n})={\frac {\partial ^{n}F(x_{1},x_{2},\dotsc ,x_{n})}{\partial x_{1}\dotso \partial x_{n}}}.$

Des Weiteren gilt, ist $X=(X_{1},\dots X_{n})$ eine $\mathbb {R} ^{n}$-Wertige Zufallsvariable mit Dichte, so sind äquivalent:

1. $X$ besitzt eine Dichte der Form $f(x_{1},\dots ,x_{n})=f_{1}(x_{1})\cdot \dots \cdot f_{n}(x_{n})$, wobei $f_{i}$ die reelle Wahrscheinlichkeitsdichte von $X_{i}$ ist.

2. Die Zufallsvariablen $X_{1},\dots ,X_{n}$ sind unabhängig.

Schätzung einer Wahrscheinlichkeitsdichte anhand diskreter Daten

Häufigkeitsdichte

Diskret erfasste, aber eigentlich stetige Daten (Beispielsweise die Körpergröße in Zentimetern) können als Häufigkeitsdichte repräsentiert werden. Das so erhaltene Histogramm ist eine unstetige Dichtefunktion. Alternativ kann aus der Empirischen Verteilungsfunktion mit einem Kerndichteschätzer eine stetige Dichtefunktion geschätzt werden. Der dazu verwendete Kern sollte dem erwarteten Messfehler entsprechen.

Literatur

• Hans-Otto Georgii: Stochastik: Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie und Statistik. 4. Auflage. de Gruyter Lehrbuch, Berlin 2009, ISBN 978-3-11-021526-7.
• Norbert Henze: Stochastik für Einsteiger. 7. Auflage. Vieweg Verlag, Wiesbaden 2008, ISBN 978-3-8348-0423-5.
• Achim Klenke: Wahrscheinlichkeitstheorie. 2. Auflage. Springer-Verlag, ISBN 978-3-540-76317-8.
• Lothar Sachs, Jürgen Hedderich: Angewandte Statistik: Methodensammlung mit R. 12. Auflage. Springer-Verlag, Berlin Heidelberg 2006, ISBN 978-3-540-32160-6.