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偏态正态分布

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偏态正态分布(skew-normal distribution)在正态密度上加入一个形状参数,以保持单峰、薄尾的同时允许不对称。位置 ξ∈ℝ、尺度 ω>0 与形状 α∈ℝ 决定分布;位置和尺度一般不等于均值和标准差。

例如,取形状一、位置十、尺度二,得到的分布在十右侧有四分之三的概率,均值也偏到十的右侧。因此“位置十”并不表示左右概率各半。这个例子可以不用特殊函数,通过 Φ(z)2 直接计算。

密度及对称配对归一化

令 ϕ,Φ 分别为标准正态密度和CDF,z=(x−ξ)/ω。定义 fX(x)=2ωϕ(z)Φ(αz),x∈ℝ. 有限形状下闭支撑是整条实轴,单点概率均为零。当 α=0 时,Φ(0)=1/2,恢复 N(ξ,ω2)。[1]

为验证标准密度积分一,记 I=∫2ϕ(z)Φ(αz)dz。作 z↦−z 得另一表达 I=∫2ϕ(z)Φ(−αz)dz。两式相加,利用 Φ(t)+Φ(−t)=1,得到 2I=2∫ϕ(z)dz=2。这也说明改变形状的正负会把密度左右反射。又有 fZ(z)≤2ϕ(z),所以所有正阶绝对矩都有限。

标准偏态正态在形状负四零四时的密度
形状符号改变带来左右镜像,零形状恢复标准正态。

条件筛选与随机构造

置 δ=α/1+α2。取独立标准正态变量 U,V,令 W=δU+1−δ2V。联合正态的条件分布为 U∣W=w∼N(δw,1−δ2),所以 fW∣U>0(w)=ϕ(w)Pr⁡(U>0∣W=w)Pr⁡(U>0)=2ϕ(w)Φ(δw1−δ2)=2ϕ(w)Φ(αw). 在 U>0 的条件下 U 变成半正态,而独立 V 保持不变。因此也可以直接构造 Z=δ|U|+1−δ2V,X=ξ+ωZ. 这个构造明确了偏态来自对一个相关变量进行正半轴筛选,而不是简单地把整个正态曲线平移。[2]

由半正态积分 𝔼|U|=2/π、Var⁡(|U|)=1−2/π,再利用两项独立,可得 𝔼X=ξ+ωδ2/π,Var⁡(X)=ω2(1−2δ2/π). 参数 α 控制偏斜,但不是按三阶中心矩定义的偏度数值;也不能把 ω 直接用作原变量标准差。

形状一的完整概率例

当 α=1 时,ddzΦ(z)2=2ϕ(z)Φ(z),且左端极限为零,因此 FZ(z)=Φ(z)2。主例 ξ=10,ω=2 给出 Pr⁡(X>10)=1−Φ(0)2=34,𝔼X=10+2π≈11.128379, Var⁡(X)=4(1−1/π)≈2.726760. 图中偏态CDF在标准化零点处为四分之一,正态CDF则为二分之一。

形状一的CDF为标准正态CDF的平方
在 z=0 处,偏态CDF为1/4,正态CDF为1/2;其上尾概率相应为3/4与1/2。

作为变式,把形状改为负一,其他参数不变。由反射性,Pr⁡(X>10)=1/4,均值变成 10−2/π≈8.871621,方差不变。仅改变形状符号,同时改变中心摘要和左右概率,不能把它当作移动位置参数的另一种写法。

当 α→+∞ 时,标准变量趋向半正态;这是参数趋向无穷的极限,任意有限 α 的左侧概率仍为正。偏态正态的尾部仍受正态密度控制,不能靠增大 α 来产生帕累托式幂尾。若数据明显厚尾或多峰,单一偏态正态未必能解释这些特征。

参考文献

  1. ↑ SciPy,scipy.stats.skewnorm,Notes:2φΦ密度及零形状,访问日期:2026年10月25日。
  2. ↑ Adelchi Azzalini,A very brief introduction to the skew-normal distribution,式(1)–(5)、均值方差与参数说明;本篇筛选推导独立展开,访问日期:2026年10月25日。