帕累托分布

小组成员：142090304 李志慧

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142090321 刘芳

帕累托分布

一、什么是帕累托分布

帕累托分布是以意大利经济学家维弗雷多·帕雷托命名的。是从大量真实世界的现象中发现的幂次定律分布。这个分布在经济学以外，也被称为布拉德福分布。

帕累托因对意大利20% 的人口拥有80% 的财产的观察而著名，后来被约瑟夫·朱兰和其他人概括为帕累托法则（80/20 法则），后来进一步概括为帕累托分

布的概念。

帕累托分布的提出背景

19 世纪末期，意大利经济学家维弗雷多·帕累托认为，贫与富的存在，既是经济

问题，也有政治原因。

帕累托在研究英国人的收入分配问题时发现，绝大部分社会财富最终总会流向少数人群；他还发现，某一部分人口占总人口的比例，与这一部分人所拥有的财富的份额具有比较确定的计量经济关系；进一步的研究证实，这种不平衡模式可

以重复出现，甚至可以预测。经济学把这一社会财富的分布状态，称为“帕累托

分布”。

帕累托分布可以归纳为一个非常简洁的表述：通过市场交易，20% 的人将占有80% 的社会财富，如果交易可以不断进行下去，那么，“在因和果、努力和收获之间，普遍存在着不平衡关系，典型的情况是：80% 的收获来自20% 的努力；

其他80% 的力气只带来20% 的结果”。丹尼尔·贝尔在《帕累托分布与收入最大化》中进一步叙述到：“如果待分配的财富总量是100 万元，人数为100 人，那么我们会有这样一组对应的分配比例：排在前面的20 个人，分得80 万元；同理，这20 人中的 4 个人，分得64 万元； 4 个人中的 1 个人，分得50 万元。”

如果我们把这些数据用数学公式简单处理一下，就会显示一条收缩中的“财富

曲线”以及一条发散中的“贫困曲线”。它的最终走向，是必然会“清零”的，也只有如此，“财富”中所包含的生产力因子才能重新释放出来。

帕累托分布从经济学角度论证出，社会分配的“绝对的失衡”必然导致“绝对的贫困”，甚至

导致“宗教末日审判”的来临，除非我们可以通过政治手段，人为地阻止财富向高端不断聚集，

否则，贫富双方的利益冲突是不可避免的。

二、帕累托参数分布

图：帕累托分布(x m in =1)

在帕累托分布中，如果X 是一个随机变量，则X 的概率分布如下面的公式所示：

其中x 是任何一个大于x min 的数，x min 是X 最小的可能值（正数），k 是为正的参数。帕累托分布曲线族是由两个数量参数化的：x min 和k。分布密度则为

帕累托分布属于连续概率分布。

“吉普夫定律”, 也称为“zeta 分布”, 也可以被认为是在离散概率分布中的帕累托分布。一个遵守帕累托分布的随机变量的期望值为(如果, 期望值为无穷大) 且随机变量的标准差为(如果, 标准差不存在)。

三、帕累托分布参数及背景

操作风险损失的尾部分布和参数的确定：

设X 1 , X 2 , X n 是操作风险损失样本数据, 用u 表示阀值, 假设超过阀值u 的样本个数为n u , 用X 1 , X 2 , X n u 表示超过阀值的样本观测值, 设样本X 1 , X 2 , X n u 独立同分布,分布函数为F(x), 令:

Y i =X i -u i =1,2,3 , n u

x F =sup x ∈R ;F(x)<1 ≤∞

定义X 相对u 的超额值的分布函数为: F u (y)=P(X -u ≤y X >u) 0 ≤y ≤x F –u (1) 显然

F u (y)= F(u +y)-F(u)/1-F(u)=F(x)-F(u)/1-F(u) (2)

由定理(Pickands(1975), Balkema-de Haan(1974)) 得, 对充分大的阀值u, 超额值的分布函数近似地服从广义帕累托分布 F ξ,μ,σ(x) 。其中:

F ξ, μ,σ(x)= 1-[ 1+ ξx –μ/σ] –1/ ξξ0≠

exp {-exp (- x –μ/ σ)} ξ=0 (3)

由F(x)=[ 1-F(u)] F u (y)+F(u) 得出: F(x)=[ 1-F(u)] F ξ, μ,σ(x -u)+F(u)

其中,ξ是重要的形状参数, μ是位置参数, 而σ是分布的尺度参数。

从理论上讲, 阀值应比较大。但阀值越大, 用来估计尾部分布函数的样本观察值的数

量就越少, 估计的参数变化比较大, 所以需要找到合适的阀值。在此先研究随机变量X 服从形状参数ξ>0 的帕累托分布时的条件期望e(u)=E(X -u X >u) 。

由于X 的分布函数为:

F ξ, μ, σ(x)=1-[ 1+ ξ(x –μ/σ) ] –1/ ξ, x ≥μ,于是有:

e(u)= - ξμ+σ+ξu/1- ξ(4)

下面考虑样本平均余值函数:

e(u)= 1 /n u ∑n i =1 (X i -u) + (5)

其中:n 为样本总数,(X i -u) + 表示大于值u 的样本值与u 的差, ∑n i =1 (x i -u) + 表示超过值u 的样本余值的总和, n u = ∑n i =1 l(X i >u) 表示大于值u 的样本值的个数。可知, 平均余值函数e(u) 是超过阀值损失的真实期望值的经验估计值, 即为e(u)= E(X -u|X >u)

的估计值,而由式(4) 可知: de(u)/ du= ξ/1 -ξ, 这表明若损失分布的尾部服从形状参数0< ξ<1 的广义帕累托分布,则其期望余值是u 的线性函数,且其斜率为正。据此, 可以用样本数据得出的平均余值散点图在超过某一特定临界值u 0 时基本呈一条直线(或至少具有正

斜率)来判定超过临界值u 0 的损失值服从广义帕累托分布, 同时估计u 0 值下面来研究操

作风险损失的尾部分布的其它参数估计, 为此先考虑条件一阶矩E(X -u|X >u) 和条件二阶矩E[(X -u) 2|X >u] 。可以证明: E(X -u|X >u)= σ/(1 –ξ) [ 1 + ξ(u –μ/σ)] (6)

E[(X -u) 2|X >u] =2 σ2/(1 - ξ)(1 -2 ξ) [ 1 + ξ(u –μ/σ)] 2 (7)

将来自总体X 的简单随机样本按从小到大排列, 记为X 1 , X 2 , X n , u 是一个常数, 且E[(X -u) k|X >u] 存在且为λ( 未知), 记x i = X i -u,n u = ∑n i =1 l(x i >0), λ=1 n u

∑n i =1 1(x i >0) ·x k i , 则由条件矩估计理论可知, λ为λ的无偏估计。为了估计操作风险损

失的尾部分布的参数, 可以建立以下参数估计方程: