संचयी: Difference between revisions

Revision as of 12:54, 13 July 2023

संभाव्यता सिद्धांत और आंकड़ों में, संभाव्यता वितरण के संचयी κ_n मात्राओं का एक समूह हैं जो वितरण के क्षण (गणित) के लिए एक विकल्प प्रदान करते हैं। कोई भी दो संभाव्यता वितरण जिनके क्षण समान हैं, उनके संचयी भी समान होंगे, और इसके विपरीत।

प्रथम संचयी माध्य है, दूसरा संचयी विचरण है, और तीसरा संचयी तीसरे केंद्रीय क्षण के समान है। परन्तु चौथे और उच्च क्रम के संचयी केंद्रीय क्षणों के बराबर नहीं हैं। कुछ स्थितियों में संचयी के संदर्भ में समस्याओं का सैद्धांतिक उपचार क्षणों का उपयोग करने की तुलना में सरल होता है। विशेष रूप से, जब दो या दो से अधिक यादृच्छिक चर सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र होते हैं, तो उनके योग का n-वें-क्रम संचयी उनके n-वें-क्रम संचयी के योग के बराबर होता है। साथ ही, सामान्य वितरण के तीसरे और उच्च-क्रम संचयी शून्य हैं, और यह इस गुण के एकमात्र वितरण है।

क्षणों के जैसे, जहां संयुक्त क्षणों का उपयोग यादृच्छिक चर के संग्रह के लिए किया जाता है, संयुक्त संचयकों को परिभाषित करना संभव है।

परिभाषा

एक यादृच्छिक चर $X$ के संचयकों को संचयी-उत्पन्न करने वाले फलन $K (t)$ का उपयोग करके परिभाषित किया जाता है, जो क्षण-उत्पन्न करने वाले फलन का प्राकृतिक लघुगणक है:

K(t)=\log \operatorname {E} \left[e^{tX}\right].

संचयी $κ n$ संचयी जनक फलन की घात श्रृंखला विस्तार से प्राप्त किए जाते हैं:

K(t)=\sum _{n=1}^{\infty }\kappa _{n}{\frac {t^{n}}{n!}}=\kappa _{1}{\frac {t}{1!}}+\kappa _{2}{\frac {t^{2}}{2!}}+\kappa _{3}{\frac {t^{3}}{3!}}+\cdots =\mu t+\sigma ^{2}{\frac {t^{2}}{2}}+\cdots .

यह विस्तार मैकलॉरिन श्रृंखला है, इसलिए उपरोक्त विस्तार को n बार विभेदित करके और शून्य पर परिणाम का मूल्यांकन करके n-वें संचयी प्राप्त किया जा सकता है:^[1]

\kappa _{n}=K^{(n)}(0).

यदि क्षण-उत्पन्न करने वाला फलन स्थित नहीं है, तो संचयी को बाद में चर्चा किए गए संचयी और क्षणों के बीच संबंध के संदर्भ में परिभाषित किया जा सकता है।

संचयी जनक फलन की वैकल्पिक परिभाषा

कुछ लेखक^[2]^[3] संचयी-जनक फलन को विशेषता फलन (प्रायिकता सिद्धांत) के प्राकृतिक लघुगणक के रूप में परिभाषित करना चयनित करते हैं, जिसे कभी-कभी दूसरा विशेषता फलन,^[4]^[5]

H(t)=\log \operatorname {E} \left[e^{itX}\right]=\sum _{n=1}^{\infty }\kappa _{n}{\frac {(it)^{n}}{n!}}=\mu it-\sigma ^{2}{\frac {t^{2}}{2}}+\cdots

भी कहा जाता है।

H(t) का एक लाभ - कुछ अर्थों में फलन K(t) का मूल्यांकन पूर्ण रूप से काल्पनिक तर्कों के लिए किया जाता है - यह है कि $E[e itX]$ t के सभी वास्तविक मानों के लिए ठीक रूप से परिभाषित है, यद्यपि $E[e tX]$ सभी के लिए ठीक रूप से परिभाषित न हो टी के वास्तविक मान, जैसे कि तब हो सकते हैं जब "बहुत अधिक" प्रायिकता हो कि एक्स का परिमाण बड़ा है। यद्यपि फलन H(t) को ठीक रूप से परिभाषित किया जाएगा, फिर भी यह अपनी मैकलॉरिन श्रृंखला की लंबाई के संदर्भ में K(t) का अनुकरण करेगा, जो तर्क t में रैखिक क्रम से आगे (या, संभवतः कभी, यहां तक कि) तक विस्तारित नहीं हो सकता है। और विशेष रूप से ठीक रूप से परिभाषित संचयकों की संख्या नहीं बदलेगी। फिर भी, जब H(t) में लंबी मैकलॉरिन श्रृंखला नहीं होती है, तब भी इसका उपयोग प्रत्यक्षतः विश्लेषण करने और, विशेष रूप से, यादृच्छिक चर जोड़ने में किया जा सकता है। कॉची वितरण (जिसे लोरेंत्ज़ियन भी कहा जाता है) और अधिक सामान्यतः, स्थिर वितरण (लेवी वितरण से संबंधित) दोनों वितरण के उदाहरण हैं, जिनके लिए उत्पादन फलनों की शक्ति-श्रृंखला विस्तार में मात्र सीमित रूप से कई ठीक रूप से परिभाषित शब्द हैं।

कुछ मूलभूत गुण

एक यादृच्छिक चर ${\textstyle X}$ का ${\textstyle n}$ वें संचयी ${\textstyle \kappa _{n}(X)}$ निम्नलिखित गुणों का आनंद लेता है:

यदि ${\textstyle n>1}$ और ${\textstyle c}$ स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं) तो ${\textstyle \kappa _{n}(X+c)=\kappa _{n}(X),}$ अर्थात संचयी अनुवाद अपरिवर्तनीय है। (यदि ${\textstyle n=1}$ है तो हमारे निकट ${\textstyle \kappa _{1}(X+c)=\kappa _{1}(X)+c)}$ ।
यदि ${\textstyle c}$ स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं) तो ${\textstyle \kappa _{n}(cX)=c^{n}\kappa _{n}(X),}$ अर्थात ${\textstyle n}$ -वें संचयी परिमाण ${\textstyle n}$ का सजातीय बहुपद है।
यदि यादृच्छिक चर ${\textstyle X_{1},\ldots ,X_{m}}$ स्वतंत्र हैं तो $\kappa _{n}(X_{1}+\cdots +X_{m})=\kappa _{n}(X_{1})+\cdots +\kappa _{n}(X_{m})\,.$ अर्थात्, संचयी संचयी है - इसलिए नाम।

संचयी -उत्पादक फलन पर विचार करने से संचयी गुण शीघ्रता से अनुसरण करता है:

{\begin{aligned}K_{X_{1}+\cdots +X_{m}}(t)&=\log \operatorname {E} \left[e^{t(X_{1}+\cdots +X_{m})}\right]\\[5pt]&=\log \left(\operatorname {E} \left[e^{tX_{1}}\right]\cdots \operatorname {E} \left[e^{tX_{m}}\right]\right)\\[5pt]&=\log \operatorname {E} \left[e^{tX_{1}}\right]+\cdots +\log \operatorname {E} \left[e^{tX_{m}}\right]\\[5pt]&=K_{X_{1}}(t)+\cdots +K_{X_{m}}(t),\end{aligned}}

ताकि स्वतंत्र यादृच्छिक चरों के योग का प्रत्येक संचयी योग के संगत संचयकों का योग हो। अर्थात्, जब योग सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र होते हैं, तो योग का माध्य, साधनों का योग होता है, योग का प्रसरण प्रसरण का योग होता है, योग का तीसरा संचयी (जो तीसरा केंद्रीय क्षण होता है) तीसरे संचयकों का योग है, और इसी प्रकार संचयी के प्रत्येक क्रम के लिए।

दिए गए संचयकों $κ n$ के साथ वितरण का अनुमान एजवर्थ श्रृंखला के माध्यम से लगाया जा सकता है।

क्षणों के फलनों के रूप में पहले कई संचयी

सभी उच्च संचयी पूर्णांक गुणांक के साथ केंद्रीय क्षणों के बहुपद फलन हैं, परन्तु मात्र परिमाण 2 और 3 में संचयी वास्तव में केंद्रीय क्षण हैं।

${\textstyle \kappa _{1}(X)=\operatorname {E} (X)={}}$ अर्थ
${\textstyle \kappa _{2}(X)=\operatorname {var} (X)=\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{2}{\big )}={}}$ विचरण, या दूसरा केंद्रीय क्षण।
${\textstyle \kappa _{3}(X)=\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{3}{\big )}={}}$ तीसरा केंद्रीय क्षण।
${\textstyle \kappa _{4}(X)=\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{4}{\big )}-3\left(\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{2}{\big )}\right)^{2}={}}$ चौथा केंद्रीय क्षण दूसरे केंद्रीय क्षण के वर्ग का तीन गुना घटा। इस प्रकार यह प्रथम स्थिति है जिसमें संचयी मात्र क्षण या केंद्रीय क्षण नहीं हैं। 3 से अधिक परिमाण के केंद्रीय क्षणों में संचयी गुण का अभाव होता है।
${\textstyle \kappa _{5}(X)=\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{5}{\big )}-10\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{3}{\big )}\operatorname {E} {\big (}(X-\operatorname {E} (X))^{2}{\big )}.}$

कुछ असतत संभाव्यता वितरण के संचयक

निरंतर यादृच्छिक चर $X = μ$ । संचयी जनक फलन $K (t) = μt$ है। प्रथम संचयी $κ 1 = K'(0) = μ$ है और दूसरा संचयी शून्य, $κ 2 = κ 3 = κ 4 = ... = 0$ हैं।
बर्नौली वितरण, (सफलता की प्रायिकता $p$ के साथ एक परीक्षण में सफलताओं की संख्या)। संचयी जनक फलन $K (t) = log(1 - p + p e t)$ है। प्रथम संचयी $κ 1 = K'(0) = p$ और $κ 2 = K'' (0) = p \cdot(1 - p)$ हैं । संचयक एक पुनरावर्तन सूत्र
$\kappa _{n+1}=p(1-p){\frac {d\kappa _{n}}{dp}}$ को संतुष्ट करते हैं।
ज्यामितीय वितरण, (प्रत्येक परीक्षण में सफलता की प्रायिकता $p$ के साथ एक सफलता से पहले विफलताओं की संख्या)। संचयी जनक फलन $K (t) = log(p / (1 + (p - 1)e t))$ है । प्रथम संचयी $κ 1 = K' (0) = p -1 - 1$ , और $κ 2 = K'' (0) = κ 1 p -1$ हैं। $p = (μ + 1) -1$ को प्रतिस्थापित करने पर $K (t) = -log(1 + μ (1-e t))$ और $κ 1 = μ$ प्राप्त होता है।
पॉइसन वितरण। संचयी जनक फलन $K (t) = μ (e t - 1)$ है । सभी संचयी पैरामीटर $κ 1 = κ 2 = κ 3 = ... = μ$ के बराबर हैं।
द्विपद वितरण, (प्रत्येक परीक्षण में सफलता की प्रायिकता p के साथ n सांख्यिकीय स्वतंत्रता परीक्षणों में सफलताओं की संख्या)। विशेष स्थिति $n = 1$ बर्नौली वितरण है। प्रत्येक संचयी संबंधित बर्नौली वितरण के संगत संचयक का मात्र n गुना है। संचयी जनक फलन $K (t) = n log(1 - p + p e t)$ है । प्रथम संचयी $κ 1 = K' (0) = np$ और $κ 2 = K'' (0) = κ 1 (1 - p)$ हैं । $p = μ\cdot n -1$ को प्रतिस्थापित करने पर $K'(t) = ((μ -1 - n -1)\cdote - t + n -1) -1$ और $κ 1 = μ$ प्राप्त होता है।। सीमित स्थिति $n -1 = 0$ पॉइसन वितरण है।
नकारात्मक द्विपद वितरण, (पहले विफलताओं की संख्या $r$ संभाव्यता के साथ सफलताएँ $p$ प्रत्येक परीक्षण पर सफलता की)। विशेष स्थिति $r = 1$ ज्यामितीय वितरण है। प्रत्येक संचयकर्ता न्यायकारी है $r$ संगत ज्यामितीय वितरण के संगत संचयी का गुना। संचयी जनक फलन का व्युत्पन्न है $K'(t) = r \cdot((1 - p) -1 \cdote - t -1) -1$ । प्रथम संचयी हैं $κ 1 = K'(0) = r \cdot(p -1 -1)$ , और $κ 2 = K' '(0) = κ 1 \cdot p -1$ । स्थानापन्न $p = (μ\cdot r -1 +1) -1$ देता है $K' (t) = ((μ -1 + r -1) e - t - r -1) -1$ और $κ 1 = μ$ । इन सूत्रों की तुलना द्विपद वितरणों से करने पर 'ऋणात्मक द्विपद वितरण' नाम स्पष्ट होता है। सीमित स्थिति (गणित) $r -1 = 0$ पॉइसन वितरण है।

विचरण-से-माध्य अनुपात का परिचय

\varepsilon =\mu ^{-1}\sigma ^{2}=\kappa _{1}^{-1}\kappa _{2},

उपरोक्त संभाव्यता वितरण से संचयी जनक फलन के व्युत्पन्न के लिए एकीकृत सूत्र प्राप्त होता है:^{[citation needed]}

K'(t)=(1+(e^{-t}-1)\varepsilon )^{-1}\mu

दूसरा व्युत्पन्न है

K''(t)=(\varepsilon -(\varepsilon -1)e^{t})^{-2}\mu \varepsilon e^{t}

यह पुष्टि करते हुए कि प्रथम संचयी है $κ 1 = K' (0) = μ$ और दूसरा संचयी है $κ 2 = K'' (0) = με$ ।

निरंतर यादृच्छिक चर $X = μ$ निकट $ε = 0$ ।

द्विपद बंटन है $ε = 1 - p$ ताकि $0 < ε < 1$ ।

पॉइसन वितरण है $ε = 1$ ।

ऋणात्मक द्विपद बंटन है $ε = p -1$ ताकि $ε > 1$ ।

विलक्षणता (गणित) द्वारा शंकु वर्गों के वर्गीकरण की सादृश्यता पर ध्यान दें: वृत्त $ε = 0$ , दीर्घवृत्त $0 < ε < 1$ , दृष्टांत $ε = 1$ , अतिपरवलय $ε > 1$ ।

कुछ सतत संभाव्यता वितरणों के संचयी

अपेक्षित मान के साथ सामान्य वितरण के लिए $μ$ और विचरण $σ 2$ , संचयी जनक फलन है $K (t) = μt + σ 2 t 2 /2$ । संचयी जनक फलन के पहले और दूसरे डेरिवेटिव हैं $K'(t) = μ + σ 2 \cdot t$ और $K "(t) = σ 2$ । संचयकर्ता हैं $κ 1 = μ$ , $κ 2 = σ 2$ , और $κ 3 = κ 4 = ... = 0$ । विशेष स्थिति $σ 2 = 0$ स्थिर यादृच्छिक चर है $X = μ$ ।
अंतराल पर समान वितरण (निरंतर) के संचयी $[-1, 0]$ हैं $κ n = B n / n$ , कहाँ $B n$ है $n$ ^वेंबर्नौली संख्या।
दर पैरामीटर के साथ घातीय वितरण के संचयी $λ$ हैं $κ n = λ - n (n - 1)!$ ।

संचयी जनक फलन के कुछ गुण

संचयी जनक फलन $K (t)$ , यदि यह अस्तित्व में है, तो असीम रूप से भिन्न और उत्तल फलन है, और मूल से होकर गुजरता है। इसका प्रथम व्युत्पन्न संभाव्यता वितरण के समर्थन के अनंत से सर्वोच्च तक खुले अंतराल में नीरस रूप से होता है, और इसका दूसरा व्युत्पन्न एकल बिंदु द्रव्यमान के पतित वितरण को छोड़कर, हर जगह सख्ती से सकारात्मक होता है। संचयी-जनक फलन स्थित होता है यदि और मात्र यदि वितरण की पूंछ घातीय क्षय द्वारा प्रमुख होती है, अर्थात, ( बिग ओ अंकन देखें)

{\begin{aligned}&\exists c>0,\,\,F(x)=O(e^{cx}),x\to -\infty ;{\text{ and}}\\[4pt]&\exists d>0,\,\,1-F(x)=O(e^{-dx}),x\to +\infty ;\end{aligned}}

कहाँ $F$ संचयी वितरण फलन है। संचयी-जनक फलन में इस प्रकार के नकारात्मक सर्वोच्च पर लंबवत अनंतस्पर्शी होंगे $c$ , यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, और ऐसे सर्वोच्च पर $d$ , यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, अन्यथा इसे सभी वास्तविक संख्याओं के लिए परिभाषित किया जाएगा।

यदि यादृच्छिक चर का समर्थन (गणित)। $X$ की परिमित ऊपरी या निचली सीमा होती है, फिर इसका संचयी -उत्पादक फलन होता है $y = K (t)$ , यदि यह स्थित है, तो अनंतस्पर्शी(ओं) के निकट पहुंचता है जिसका ढलान समर्थन के सर्वोच्च और/या न्यूनतम के बराबर है,

{\begin{aligned}y&=(t+1)\inf \operatorname {supp} X-\mu (X),{\text{ and}}\\[5pt]y&=(t-1)\sup \operatorname {supp} X+\mu (X),\end{aligned}}

क्रमश: सर्वत्र इन दोनों रेखाओं के ऊपर स्थित है। (अभिन्न

\int _{-\infty }^{0}\left[t\inf \operatorname {supp} X-K'(t)\right]\,dt,\qquad \int _{\infty }^{0}\left[t\inf \operatorname {supp} X-K'(t)\right]\,dt

y-अवरोधन उत्पन्न करें| $y$ -इन स्पर्शोन्मुखों की अंतःक्रियाएँ, चूँकि $K (0) = 0$ ।)

वितरण में बदलाव के लिए $c$ , $K_{X+c}(t)=K_{X}(t)+ct.$ पतित बिंदु द्रव्यमान के लिए $c$ , सीजीएफ सीधी रेखा है $K_{c}(t)=ct$ , और अधिक सामान्यतः, $K_{X+Y}=K_{X}+K_{Y}$ यदि और मात्र यदि $X$ और $Y$ स्वतंत्र हैं और उनके सीजीएफएस स्थित हैं; (उपस्वतंत्रता और स्वतंत्रता का संकेत देने के लिए पर्याप्त दूसरे क्षणों का अस्तित्व।^[6])

वितरण के प्राकृतिक घातीय परिवार को स्थानांतरण या अनुवाद द्वारा महसूस किया जा सकता है $K (t)$ , और इसे लंबवत रूप से समायोजित करना ताकि यह हमेशा मूल से होकर गुजरे: यदि $f$ सीजीएफ के साथ पीडीएफ है $K(t)=\log M(t),$ और $f|\theta$ तो, यह इसका प्राकृतिक घातीय परिवार है $f(x\mid \theta )={\frac {1}{M(\theta )}}e^{\theta x}f(x),$ और $K(t\mid \theta )=K(t+\theta )-K(\theta ).$ यदि $K (t)$ सीमा के लिए सीमित है $t 1 < Re(t) < t 2$ तो यदि $t 1 < 0 < t 2$ तब $K (t)$ विश्लेषणात्मक है और इसके लिए असीम रूप से भिन्न है $t 1 < Re(t) < t 2$ । इसके अलावा के लिए $t$ वास्तविक और $t 1 < t < t 2 K (t)$ सख्ती से उत्तल है, और $K'(t)$ सख्ती से बढ़ रहा है।^{[citation needed]}

संचयी के अतिरिक्त गुण

एक नकारात्मक परिणाम

सामान्य वितरण के संचयकों के परिणामों को देखते हुए, यह आशा की जा सकती है कि वितरण के परिवारों को ढूंढ लिया जाए $κ m = κ m +1 = \dots = 0$ कुछ के लिए $m > 3$ , निचले क्रम के संचयकों के साथ (आदेश 3 से $m - 1$ ) गैर-शून्य होना। ऐसे कोई वितरण नहीं हैं।^[7] यहां अंतर्निहित परिणाम यह है कि संचयी जनक फलन 2 से अधिक परिमाण का परिमित-क्रम बहुपद नहीं हो सकता है।

संचयी और क्षण

क्षण उत्पन्न करने वाला फलन इस प्रकार दिया गया है:

M(t)=1+\sum _{n=1}^{\infty }{\frac {\mu '_{n}t^{n}}{n!}}=\exp \left(\sum _{n=1}^{\infty }{\frac {\kappa _{n}t^{n}}{n!}}\right)=\exp(K(t)).

तो संचयी जनक फलन, क्षण जनक फलन का लघुगणक है

K(t)=\log M(t).

प्रथम संचयी अपेक्षित मान है; दूसरा और तीसरा संचयी क्रमशः दूसरा और तीसरा केंद्रीय क्षण हैं (दूसरा केंद्रीय क्षण विचरण है); परन्तु उच्चतर संचयी न तो क्षण हैं और न ही केंद्रीय क्षण, बल्कि क्षणों के अधिक जटिल बहुपद फलन हैं।

का मूल्यांकन करके क्षणों को संचयकों के संदर्भ में पुनर्प्राप्त किया जा सकता है $n$ -वें का व्युत्पन्न $\exp(K(t))$ पर $t=0$ ,

\mu '_{n}=M^{(n)}(0)=\left.{\frac {\mathrm {d} ^{n}\exp(K(t))}{\mathrm {d} t^{n}}}\right|_{t=0}.

इसी प्रकार, मूल्यांकन करके संचयकों को क्षणों के संदर्भ में पुनर्प्राप्त किया जा सकता है $n$ -वें का व्युत्पन्न $\log M(t)$ पर $t=0$ ,

\kappa _{n}=K^{(n)}(0)=\left.{\frac {\mathrm {d} ^{n}\log M(t)}{\mathrm {d} t^{n}}}\right|_{t=0}.

के लिए स्पष्ट अभिव्यक्ति $n$ -पहले के संदर्भ में वां क्षण $n$ संचयी, और इसके विपरीत, समग्र फलनों के उच्च डेरिवेटिव के लिए फा डी ब्रूनो के सूत्र का उपयोग करके प्राप्त किया जा सकता है। सामान्य तौर पर, हमारे निकट है

\mu '_{n}=\sum _{k=1}^{n}B_{n,k}(\kappa _{1},\ldots ,\kappa _{n-k+1})

\kappa _{n}=\sum _{k=1}^{n}(-1)^{k-1}(k-1)!B_{n,k}(\mu '_{1},\ldots ,\mu '_{n-k+1}),

कहाँ $B_{n,k}$ अपूर्ण (या आंशिक) बेल बहुपद हैं।

इसी प्रकार, यदि माध्य दिया गया है $\mu$ , केंद्रीय क्षण उत्पन्न करने वाला फलन द्वारा दिया गया है

C(t)=\operatorname {E} [e^{t(x-\mu )}]=e^{-\mu t}M(t)=\exp(K(t)-\mu t),

और यह $n$ -वें केंद्रीय क्षण को संचयकों के संदर्भ में प्राप्त किया जाता है

\mu _{n}=C^{(n)}(0)=\left.{\frac {\mathrm {d} ^{n}}{\mathrm {d} t^{n}}}\exp(K(t)-\mu t)\right|_{t=0}=\sum _{k=1}^{n}B_{n,k}(0,\kappa _{2},\ldots ,\kappa _{n-k+1}).

के लिए भी $n > 1$ , द $n$ -केंद्रीय क्षणों के संदर्भ में वां संचयी है

{\begin{aligned}\kappa _{n}&=K^{(n)}(0)=\left.{\frac {\mathrm {d} ^{n}}{\mathrm {d} t^{n}}}(\log C(t)+\mu t)\right|_{t=0}\\[4pt]&=\sum _{k=1}^{n}(-1)^{k-1}(k-1)!B_{n,k}(0,\mu _{2},\ldots ,\mu _{n-k+1}).\end{aligned}}

 $n$ }-वाँ क्षण (गणित)  $μ' n$   $n$ पहले में-वें-परिमाण बहुपद  $n$  संचयी । पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:

{\begin{aligned}\mu '_{1}={}&\kappa _{1}\\[5pt]\mu '_{2}={}&\kappa _{2}+\kappa _{1}^{2}\\[5pt]\mu '_{3}={}&\kappa _{3}+3\kappa _{2}\kappa _{1}+\kappa _{1}^{3}\\[5pt]\mu '_{4}={}&\kappa _{4}+4\kappa _{3}\kappa _{1}+3\kappa _{2}^{2}+6\kappa _{2}\kappa _{1}^{2}+\kappa _{1}^{4}\\[5pt]\mu '_{5}={}&\kappa _{5}+5\kappa _{4}\kappa _{1}+10\kappa _{3}\kappa _{2}+10\kappa _{3}\kappa _{1}^{2}+15\kappa _{2}^{2}\kappa _{1}+10\kappa _{2}\kappa _{1}^{3}+\kappa _{1}^{5}\\[5pt]\mu '_{6}={}&\kappa _{6}+6\kappa _{5}\kappa _{1}+15\kappa _{4}\kappa _{2}+15\kappa _{4}\kappa _{1}^{2}+10\kappa _{3}^{2}+60\kappa _{3}\kappa _{2}\kappa _{1}+20\kappa _{3}\kappa _{1}^{3}\\&{}+15\kappa _{2}^{3}+45\kappa _{2}^{2}\kappa _{1}^{2}+15\kappa _{2}\kappa _{1}^{4}+\kappa _{1}^{6}.\end{aligned}}

प्रधान क्षणों को अलग करता है $μ' n$ माध्य के बारे में क्षण से $μ n$ । केंद्रीय क्षणों को संचयकों के फलनों के रूप में व्यक्त करने के लिए, बस इन बहुपदों से सभी पदों को हटा दें $κ 1$ कारक के रूप में प्रकट होता है:

{\begin{aligned}\mu _{1}&=0\\[4pt]\mu _{2}&=\kappa _{2}\\[4pt]\mu _{3}&=\kappa _{3}\\[4pt]\mu _{4}&=\kappa _{4}+3\kappa _{2}^{2}\\[4pt]\mu _{5}&=\kappa _{5}+10\kappa _{3}\kappa _{2}\\[4pt]\mu _{6}&=\kappa _{6}+15\kappa _{4}\kappa _{2}+10\kappa _{3}^{2}+15\kappa _{2}^{3}.\end{aligned}}

इसी प्रकार, $n$ -वें संचयी $κ n$ $n$ पहले में-वें-परिमाण बहुपद $n$ गैर-केंद्रीय क्षण। पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:

\begin{aligned} κ_{1} = & μ_{1}^{'} \\ κ_{2} = & μ_{2}^{'} - {μ_{1}^{'}}^{2} \\ κ_{3} = & μ_{3}^{'} - 3 μ_{2}^{'} μ_{1}^{'} + 2 {μ_{1}^{'}}^{3} \\ κ_{4} = & μ_{4}^{'} - 4 μ_{3}^{'} μ_{1}^{'} - 3 {μ_{2}^{'}}^{2} + 12 μ_{2}^{'} {μ_{1}^{'}}^{2} - 6 {μ_{1}^{'}}^{4} \\ κ_{5} = & μ_{5}^{'} - 5 μ_{4}^{'} μ_{1}^{'} - 10 μ_{3}^{'} μ_{2}^{'} + 20 μ_{3}^{'} {μ_{1}^{'}}^{2} + 30 {μ_{2}^{'}}^{2} μ_{1}^{'} - 60 μ_{2}^{'} {μ_{1}^{'}}^{3} + 24 {μ_{1}^{'}}^{5} \\ κ_{6} = & μ_{6}^{'} - 6 μ_{5}^{'} μ_{1}^{'} - 15 μ_{4}^{'} μ_{2}^{'} + 30 μ_{4}^{'} {μ_{1}^{'}}^{2} - 10 {μ_{3}^{'}}^{2} + 120 μ_{3}^{'} μ_{2}^{'} μ_{1}^{'} \\ - 120 \end{aligned}

संचयकों को व्यक्त करने के लिए

κ n

के लिए

n > 1

केंद्रीय क्षणों के फलन के रूप में, इन बहुपदों से उन सभी पदों को हटा दें जिनमें μ'₁ कारक के रूप में प्रकट होता है:

\kappa _{2}=\mu _{2}\,

\kappa _{3}=\mu _{3}\,

\kappa _{4}=\mu _{4}-3{\mu _{2}}^{2}\,

\kappa _{5}=\mu _{5}-10\mu _{3}\mu _{2}\,

\kappa _{6}=\mu _{6}-15\mu _{4}\mu _{2}-10{\mu _{3}}^{2}+30{\mu _{2}}^{3}\,.

संचयकों को व्यक्त करने के लिए $κ n$ के लिए $n > 2$ मानकीकृत क्षण के फलनों के रूप में $μ″ n$ , भी सेट करें $μ' 2 =1$ बहुपदों में:

\kappa _{3}=\mu ''_{3}\,

\kappa _{4}=\mu ''_{4}-3\,

\kappa _{5}=\mu ''_{5}-10\mu ''_{3}\,

\kappa _{6}=\mu ''_{6}-15\mu ''_{4}-10{\mu ''_{3}}^{2}+30\,.

संचयकों को विभेदीकरण (गणित) द्वारा क्षणों से संबंधित किया जा सकता है $log M (t) = K (t)$ इसके संबंध में $t$ , देना $M' (t) = K' (t) M (t)$ , जिसमें आसानी से कोई घातांक या लघुगणक नहीं होता है। के गुणांक को बराबर करना $t n -1 / (n -1)!$ बाएँ और दाएँ पक्षों पर और उपयोग कर रहे हैं $μ' 0 = 1$ के लिए निम्नलिखित सूत्र देता है $n \geq 1$ :^[8]

{\begin{aligned}\mu '_{1}={}&\kappa _{1}\\[1pt]\mu '_{2}={}&\kappa _{1}\mu '_{1}+\kappa _{2}\\[1pt]\mu '_{3}={}&\kappa _{1}\mu '_{2}+2\kappa _{2}\mu '_{1}+\kappa _{3}\\[1pt]\mu '_{4}={}&\kappa _{1}\mu '_{3}+3\kappa _{2}\mu '_{2}+3\kappa _{3}\mu '_{1}+\kappa _{4}\\[1pt]\mu '_{5}={}&\kappa _{1}\mu '_{4}+4\kappa _{2}\mu '_{3}+6\kappa _{3}\mu '_{2}+4\kappa _{4}\mu '_{1}+\kappa _{5}\\[1pt]\mu '_{6}={}&\kappa _{1}\mu '_{5}+5\kappa _{2}\mu '_{4}+10\kappa _{3}\mu '_{3}+10\kappa _{4}\mu '_{2}+5\kappa _{5}\mu '_{1}+\kappa _{6}\\[1pt]\mu '_{n}={}&\sum _{m=1}^{n-1}{n-1 \choose m-1}\kappa _{m}\mu '_{n-m}+\kappa _{n}\,.\end{aligned}}

ये या तो अनुमति देते हैं $\kappa _{n}$ या $\mu '_{n}$ निचले क्रम के संचयकों और क्षणों के ज्ञान का उपयोग करके दूसरे से गणना की जाएगी। केंद्रीय क्षणों के लिए संगत सूत्र $\mu _{n}$ के लिए $n\geq 2$ सेटिंग द्वारा इन सूत्रों से बनाये जाते हैं $\mu '_{1}=\kappa _{1}=0$ और प्रत्येक को प्रतिस्थापित करना $\mu '_{n}$ साथ $\mu _{n}$ के लिए $n\geq 2$ :

{\begin{aligned}\mu _{2}={}&\kappa _{2}\\[1pt]\mu _{3}={}&\kappa _{3}\\[1pt]\mu _{n}={}&\sum _{m=2}^{n-2}{n-1 \choose m-1}\kappa _{m}\mu _{n-m}+\kappa _{n}\,.\end{aligned}}

संचयी और सेट-विभाजन

इन बहुपदों की उल्लेखनीय संयोजक व्याख्या है: गुणांक सेट के कुछ विभाजन की गणना करते हैं। इन बहुपदों का सामान्य रूप है

\mu '_{n}=\sum _{\pi \,\in \,\Pi }\prod _{B\,\in \,\pi }\kappa _{|B|}

कहाँ

$π$ आकार के सेट के सभी विभाजनों की सूची के माध्यम से चलता है $n$ ;
$B \in π$ साधन $B$ उन ब्लॉकों में से है जिसमें सेट को विभाजित किया गया है; और
$| B |$ सेट का आकार है $B$ ।

इस प्रकार प्रत्येक एकपदी स्थिर समय संचयी का उत्पाद है जिसमें सूचकांकों का योग होता है $n$ (उदाहरण के लिए, शब्द में $κ 3 κ 22 κ 1$ , सूचकांकों का योग 3 + 2 + 2 + 1 = 8 है; यह बहुपद में प्रकट होता है जो 8वें क्षण को पहले आठ संचयी के फलन के रूप में व्यक्त करता है)। पूर्णांक का विभाजन $n$ प्रत्येक पद से मेल खाता है। प्रत्येक पद में गुणांक किसी समुच्चय के विभाजनों की संख्या है $n$ सदस्य जो पूर्णांक के उस विभाजन में सिमट जाते हैं $n$ जब समुच्चय के सदस्य अप्रभेद्य हो जाते हैं।

संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स

संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स के बीच आगे का संबंध जियान-कार्लो रोटा के काम में पाया जा सकता है, जहां अपरिवर्तनीय सिद्धांत, सममित फलनों और द्विपद अनुक्रमों के लिंक का अध्ययन अम्ब्रल कैलकुलस के माध्यम से किया जाता है।^[9]

संयुक्त संचयी

अनेक यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी $X 1, ..., X n$ को समान संचयी जनक फलन द्वारा परिभाषित किया गया है

K(t_{1},t_{2},\dots ,t_{n})=\log E(\mathrm {e} ^{\sum _{j=1}^{n}t_{j}X_{j}}).

एक परिणाम यह है

\kappa (X_{1},\dots ,X_{n})=\sum _{\pi }(|\pi |-1)!(-1)^{|\pi |-1}\prod _{B\in \pi }E\left(\prod _{i\in B}X_{i}\right)

कहाँ $π$ के सभी विभाजनों की सूची के माध्यम से चलता है ${ 1, ..., n}$ , $B$ विभाजन के सभी ब्लॉकों की सूची के माध्यम से चलता है $π$ , और $| π |$ विभाजन में भागों की संख्या है। उदाहरण के लिए,

\kappa (X,Y)=\operatorname {E} (XY)-\operatorname {E} (X)\operatorname {E} (Y),

सहप्रसरण है, और

\kappa (X,Y,Z)=\operatorname {E} (XYZ)-\operatorname {E} (XY)\operatorname {E} (Z)-\operatorname {E} (XZ)\operatorname {E} (Y)-\operatorname {E} (YZ)\operatorname {E} (X)+2\operatorname {E} (X)\operatorname {E} (Y)\operatorname {E} (Z).\,

यदि इनमें से कोई भी यादृच्छिक चर समान है, उदाहरण के लिए यदि $X = Y$ , फिर वही सूत्र लागू होते हैं, उदा।

\kappa (X,X,Z)=\operatorname {E} (X^{2}Z)-2\operatorname {E} (XZ)\operatorname {E} (X)-\operatorname {E} (X^{2})\operatorname {E} (Z)+2\operatorname {E} (X)^{2}\operatorname {E} (Z),\,

यद्यपि ऐसे दोहराए गए चरों के लिए अधिक संक्षिप्त सूत्र हैं। शून्य-माध्य यादृच्छिक वैक्टर के लिए,

\kappa (X,Y,Z)=\operatorname {E} (XYZ).\,

\kappa (X,Y,Z,W)=\operatorname {E} (XYZW)-\operatorname {E} (XY)\operatorname {E} (ZW)-\operatorname {E} (XZ)\operatorname {E} (YW)-\operatorname {E} (XW)\operatorname {E} (YZ).\,

मात्र यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी इसका अपेक्षित मान है, और दो यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी उनका सहप्रसरण है। यदि कुछ यादृच्छिक चर अन्य सभी से स्वतंत्र हैं, तो दो (या अधिक) स्वतंत्र यादृच्छिक चर वाला कोई भी संचयी शून्य है। मैं गिरा $n$ यादृच्छिक चर समान हैं, तो संयुक्त संचयी है $n$ -वाँ साधारण संचयक।

संचयी के संदर्भ में क्षणों की अभिव्यक्ति का संयुक्त अर्थ, क्षणों के संदर्भ में संचयी की तुलना में समझना आसान है:

\operatorname {E} (X_{1}\cdots X_{n})=\sum _{\pi }\prod _{B\in \pi }\kappa (X_{i}:i\in B).

उदाहरण के लिए:

\operatorname {E} (XYZ)=\kappa (X,Y,Z)+\kappa (X,Y)\kappa (Z)+\kappa (X,Z)\kappa (Y)+\kappa (Y,Z)\kappa (X)+\kappa (X)\kappa (Y)\kappa (Z).\,

संयुक्त संचयकों की अन्य महत्वपूर्ण गुण बहुरेखीयता है:

\kappa (X+Y,Z_{1},Z_{2},\dots )=\kappa (X,Z_{1},Z_{2},\ldots )+\kappa (Y,Z_{1},Z_{2},\ldots ).\,

जिस प्रकार दूसरा संचयी प्रसरण है, उसी प्रकार मात्र दो यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी सहप्रसरण है। परिचित पहचान

\operatorname {var} (X+Y)=\operatorname {var} (X)+2\operatorname {cov} (X,Y)+\operatorname {var} (Y)\,

सहकर्मियों के लिए सामान्यीकरण:

\kappa _{n}(X+Y)=\sum _{j=0}^{n}{n \choose j}\kappa (\,\underbrace {X,\dots ,X} _{j},\underbrace {Y,\dots ,Y} _{n-j}\,).\,

सशर्त संचयन और कुल संचयन का नियम

कुल अपेक्षा का नियम और कुल विचरण का नियम सशर्त संचयकों के लिए स्वाभाविक रूप से सामान्यीकृत होता है। स्थिति $n = 3$ , संचयी की बजाय (केंद्रीय) क्षण (गणित) की भाषा में व्यक्त किया गया है, कहते हैं

\mu _{3}(X)=\operatorname {E} (\mu _{3}(X\mid Y))+\mu _{3}(\operatorname {E} (X\mid Y))+3\operatorname {cov} (\operatorname {E} (X\mid Y),\operatorname {var} (X\mid Y)).

सामान्य रूप में,^[10]

\kappa (X_{1},\dots ,X_{n})=\sum _{\pi }\kappa (\kappa (X_{\pi _{1}}\mid Y),\dots ,\kappa (X_{\pi _{b}}\mid Y))

कहाँ

योग सेट के सभी विभाजन से अधिक है $π$ सेट का ${ 1, ..., n}$ सूचकांकों की, और
$π$ ₁, ।।।, $π$ _b विभाजन के सभी ब्लॉक हैं $π$ ; इजहार $κ (X π m)$ इंगित करता है कि यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी जिसके सूचकांक विभाजन के उस ब्लॉक में हैं।

सांख्यिकीय भौतिकी से संबंध

सांख्यिकीय भौतिकी में कई व्यापक मात्राएँ - अर्थात वे मात्राएँ जो किसी दिए गए सिस्टम के आयतन या आकार के समानुपाती होती हैं - यादृच्छिक चर के संचयकों से संबंधित होती हैं। गहरा संबंध यह है कि बड़ी प्रणाली में ऊर्जा या कणों की संख्या जैसी व्यापक मात्रा को लगभग स्वतंत्र क्षेत्रों से जुड़ी ऊर्जा (कहें) के योग के रूप में माना जा सकता है। तथ्य यह है कि इन लगभग स्वतंत्र यादृच्छिक चर के संचयी (लगभग) योग देंगे, जिससे यह उचित हो जाता है कि व्यापक मात्रा में संचयी ्स से संबंधित होने की उम्मीद की जानी चाहिए।

तापमान पर थर्मल स्नान के साथ संतुलन में प्रणाली $T$ उतार-चढ़ाव वाली आंतरिक ऊर्जा है $E$ , जिसे वितरण से निकाला गया यादृच्छिक चर माना जा सकता है $E\sim p(E)$ । सिस्टम का विभाजन फलन (सांख्यिकीय यांत्रिकी) है

Z(\beta )=\langle \exp(-\beta E)\rangle ,\,

जहां थर्मोडायनामिक बीटा| $β$ = $1/(kT)$ और $k$ बोल्ट्ज़मैन का स्थिरांक और अंकन है $\langle A\rangle$ के स्थान पर प्रयोग किया गया है $\operatorname {E} [A]$ ऊर्जा के साथ भ्रम से बचने के लिए अपेक्षित मान के लिए, $E$ । इसलिए ऊर्जा के लिए प्रथम और दूसरा संचयी $E$ औसत ऊर्जा और ताप क्षमता दें।

\langle E\rangle _{c}={\frac {\partial \log Z}{\partial (-\beta )}}=\langle E\rangle

\langle E^{2}\rangle _{c}={\frac {\partial \langle E\rangle _{c}}{\partial (-\beta )}}=kT^{2}{\frac {\partial \langle E\rangle }{\partial T}}=kT^{2}C

हेल्महोल्त्ज़ मुक्त ऊर्जा को के रूप में व्यक्त किया जाता है

F(\beta )=-\beta ^{-1}\log Z(\beta )\,

ऊर्जा के लिए संचयी उत्पादन फलन के साथ थर्मोडायनामिक मात्राओं को जोड़ता है। थर्मोडायनामिक्स गुण जो मुक्त ऊर्जा के व्युत्पन्न हैं, जैसे इसकी आंतरिक ऊर्जा, एन्ट्रॉपी और विशिष्ट ताप क्षमता, सभी को इन संचयकों के संदर्भ में आसानी से व्यक्त किया जा सकता है। अन्य मुक्त ऊर्जा चुंबकीय क्षेत्र या रासायनिक क्षमता जैसे अन्य चर का फलन हो सकती है $\mu$ , उदा।

\Omega =-\beta ^{-1}\log(\langle \exp(-\beta E-\beta \mu N)\rangle ),\,

कहाँ $N$ कणों की संख्या है और $\Omega$ भव्य क्षमता है। पुनः मुक्त ऊर्जा की परिभाषा और संचयी उत्पादन फलन के बीच घनिष्ठ संबंध का तात्पर्य यह है कि इस मुक्त ऊर्जा के विभिन्न व्युत्पन्नों को संयुक्त संचयी के रूप में लिखा जा सकता है। $E$ और $N$ ।

इतिहास

संचयी के इतिहास पर एंडर्स हाल्ड द्वारा चर्चा की गई है।^[11]^[12] संचयी को पहली बार 1889 में थोरवाल्ड एन। थीले द्वारा पेश किया गया था, जिन्होंने उन्हें अर्ध-अपरिवर्तनीय कहा था।^[13] उन्हें पहली बार 1932 के पेपर में संचयी कहा गया था^[14] रोनाल्ड फिशर और जॉन विशरट (सांख्यिकीविद्) द्वारा। फिशर को नेमैन द्वारा सार्वजनिक रूप से थिएल के काम की याद दिलाई गई, जो फिशर के ध्यान में लाए गए थिएल के पिछले प्रकाशित उद्धरणों को भी नोट करता है।^[15] स्टीफन स्टिगलर ने कहा है^{[citation needed]}कि संचयी नाम का सुझाव फिशर को हेरोल्ड होटलिंग के पत्र में दिया गया था। 1929 में प्रकाशित पेपर में,^[16] फिशर ने इन्हें संचयी क्षण फलन कहा था। सांख्यिकीय भौतिकी में विभाजन फलन की शुरुआत 1901 में जोशिया विलार्ड गिब्स द्वारा की गई थी।^{[citation needed]} मुक्त ऊर्जा को अक्सर गिब्स मुक्त ऊर्जा कहा जाता है। सांख्यिकीय यांत्रिकी में, संचयी को 1927 में प्रकाशन से संबंधित उर्सेल समारोह के रूप में भी जाना जाता है।^{[citation needed]}

सामान्यीकृत सेटिंग्स में संचयक

औपचारिक संचयक

अधिक सामान्यतः, अनुक्रम के संचयी ${m n : n = 1, 2, 3, ... }$ , जरूरी नहीं कि किसी संभाव्यता वितरण के क्षण, परिभाषा के अनुसार हों,

1+\sum _{n=1}^{\infty }{\frac {m_{n}t^{n}}{n!}}=\exp \left(\sum _{n=1}^{\infty }{\frac {\kappa _{n}t^{n}}{n!}}\right),

जहां के मान $κ n$ के लिए $n = 1, 2, 3, ...$ औपचारिक रूप से पाए जाते हैं, अर्थात, मात्र बीजगणित द्वारा, इस सवाल की परवाह किए बिना कि क्या कोई श्रृंखला अभिसरण करती है। जब कोई औपचारिक रूप से काम करता है तो संचयकों की समस्या की सभी कठिनाइयां अनुपस्थित हो जाती हैं। सबसे सरल उदाहरण यह है कि संभाव्यता वितरण का दूसरा संचयी हमेशा गैर-नकारात्मक होना चाहिए, और मात्र तभी शून्य होता है जब सभी उच्च संचयी शून्य हों। औपचारिक सहचालक ऐसी किसी बाध्यता के अधीन नहीं हैं।

घंटी संख्या

कॉम्बिनेटरिक्स में, $n$ -वां बेल नंबर आकार के सेट के विभाजन की संख्या है $n$ । सभी बेल नंबर#जनक फलन। बेल नंबर मोमेंट-जनक फलन#उदाहरण हैं।

द्विपद प्रकार के बहुपद अनुक्रम के संचयी

किसी भी क्रम के लिए {{math|1={ κ_n : n = 1, 2, 3, ।।। } }विशेषता शून्य के क्षेत्र (गणित) में अदिश (गणित) का, औपचारिक संचयी माना जाता है, संगत अनुक्रम होता है ${ μ ' : n = 1, 2, 3, ...}$ औपचारिक क्षणों का, उपरोक्त बहुपदों द्वारा दिया गया है।^{[clarification needed]}^{[citation needed]} उन बहुपदों के लिए, निम्नलिखित तरीके से बहुपद अनुक्रम बनाएं। बहुपद से बाहर

{\begin{aligned}\mu '_{6}={}&\kappa _{6}+6\kappa _{5}\kappa _{1}+15\kappa _{4}\kappa _{2}+15\kappa _{4}\kappa _{1}^{2}+10\kappa _{3}^{2}+60\kappa _{3}\kappa _{2}\kappa _{1}+20\kappa _{3}\kappa _{1}^{3}\\&{}+15\kappa _{2}^{3}+45\kappa _{2}^{2}\kappa _{1}^{2}+15\kappa _{2}\kappa _{1}^{4}+\kappa _{1}^{6}\end{aligned}}

इनमें नया बहुपद और अतिरिक्त चर बनाएं $x$ :

{\begin{aligned}p_{6}(x)={}&\kappa _{6}\,x+(6\kappa _{5}\kappa _{1}+15\kappa _{4}\kappa _{2}+10\kappa _{3}^{2})\,x^{2}+(15\kappa _{4}\kappa _{1}^{2}+60\kappa _{3}\kappa _{2}\kappa _{1}+15\kappa _{2}^{3})\,x^{3}\\&{}+(45\kappa _{2}^{2}\kappa _{1}^{2})\,x^{4}+(15\kappa _{2}\kappa _{1}^{4})\,x^{5}+(\kappa _{1}^{6})\,x^{6},\end{aligned}}

और फिर पैटर्न को सामान्यीकृत करें। पैटर्न यह है कि उपरोक्त विभाजनों में ब्लॉकों की संख्या पर घातांक हैं $x$ । संचयकों में प्रत्येक गुणांक बहुपद है; ये बेल बहुपद हैं, जिनका नाम एरिक टेम्पल बेल के नाम पर रखा गया है।^{[citation needed]}

बहुपदों का यह क्रम द्विपद प्रकार का होता है। वास्तव में, द्विपद प्रकार का कोई अन्य क्रम स्थित नहीं है; द्विपद प्रकार का प्रत्येक बहुपद अनुक्रम पूर्ण रूप से उसके औपचारिक संचयकों के अनुक्रम से निर्धारित होता है।^{[citation needed]}

निःशुल्क संचयक

उपरोक्त क्षण-संचयी सूत्र में

\operatorname {E} (X_{1}\cdots X_{n})=\sum _{\pi }\prod _{B\,\in \,\pi }\kappa (X_{i}:i\in B)

संयुक्त संचयकों के लिए, सेट के सभी विभाजनों का योग ${ 1, ..., n}$ । यदि इसके बजाय, कोई मात्र गैर-क्रॉसिंग विभाजनों का योग करता है, तो, इन सूत्रों को हल करके $\kappa$ क्षणों के संदर्भ में, किसी को ऊपर बताए गए पारंपरिक क्यूमुलंट के बजाय मुफ्त क्यूमुलंट मिलते हैं। ये मुक्त संचयी रोलैंड स्पीचर द्वारा पेश किए गए थे और मुक्त संभाव्यता सिद्धांत में केंद्रीय भूमिका निभाते हैं।^[17]^[18] उस सिद्धांत में, यादृच्छिक चर के बीजगणित के टेन्सर उत्पाद के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की सांख्यिकीय स्वतंत्रता पर विचार करने के बजाय, बीजगणित के मुक्त उत्पादों के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की स्वतंत्र स्वतंत्रता पर विचार किया जाता है।^[18]

सामान्य वितरण के 2 से अधिक परिमाण वाले सामान्य संचयी शून्य होते हैं। विग्नर अर्धवृत्त वितरण के 2 से अधिक परिमाण के मुक्त संचयी शून्य हैं।^[18]यह ऐसा संबंध है जिसमें मुक्त संभाव्यता सिद्धांत में विग्नर वितरण की भूमिका पारंपरिक संभाव्यता सिद्धांत में सामान्य वितरण के अनुरूप है।

यह भी देखें

एन्ट्रोपिक मान खतरे में है
मल्टीसेट#संचयी जनक फलन
कोर्निश-फिशर विस्तार
एडगेवर्थ विस्तार
पॉलीके
के-सांख्यिकी, संचयी का न्यूनतम-विचरण निष्पक्ष अनुमानक
उर्सेल फलन
क्वांटम रसायन विज्ञान में इलेक्ट्रॉनिक तरंग फलन का विश्लेषण करने के लिए संचयी के अनुप्रयोग के रूप में कुल स्थिति स्प्रेड टेंसर।

संदर्भ

↑ Weisstein, Eric W. "Cumulant". From MathWorld – A Wolfram Web Resource. http://mathworld.wolfram.com/Cumulant.html
↑ Kendall, M. G., Stuart, A. (1969) The Advanced Theory of Statistics, Volume 1 (3rd Edition). Griffin, London. (Section 3.12)
↑ Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition). Griffin, London. (Page 27)
↑ Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition). Griffin, London. (Section 2.4)
↑ Aapo Hyvarinen, Juha Karhunen, and Erkki Oja (2001) Independent Component Analysis, John Wiley & Sons. (Section 2.7.2)
↑ Hamedani, G. G.; Volkmer, Hans; Behboodian, J. (2012-03-01). "A note on sub-independent random variables and a class of bivariate mixtures". Studia Scientiarum Mathematicarum Hungarica. 49 (1): 19–25. doi:10.1556/SScMath.2011.1183.
↑ Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition), Griffin, London. (Theorem 7.3.5)
↑ Smith, Peter J. (May 1995). "क्यूमुलेंट्स से क्षण प्राप्त करने की पुरानी समस्या का एक पुनरावर्ती सूत्रीकरण और इसके विपरीत". The American Statistician. 49 (2): 217–218. doi:10.2307/2684642. JSTOR 2684642.
↑ Rota, G.-C.; Shen, J. (2000). "क्यूमुलेंट्स के कॉम्बिनेटरिक्स पर". Journal of Combinatorial Theory. Series A. 91 (1–2): 283–304. doi:10.1006/jcta.1999.3017.
↑ Brillinger, D.R. (1969). "कंडीशनिंग के माध्यम से संचयकों की गणना". Annals of the Institute of Statistical Mathematics. 21: 215–218. doi:10.1007/bf02532246. S2CID 122673823.
↑ Hald, A. (2000) "The early history of the cumulants and the Gram–Charlier series" International Statistical Review, 68 (2): 137–153. (Reprinted in Lauritzen, Steffen L., ed. (2002). Thiele: Pioneer in Statistics. Oxford U. P. ISBN 978-0-19-850972-1.)
↑ Hald, Anders (1998). A History of Mathematical Statistics from 1750 to 1930. New York: Wiley. ISBN 978-0-471-17912-2.
↑ H. Cramér (1946) Mathematical Methods of Statistics, Princeton University Press, Section 15.10, p. 186.
↑ Fisher, R.A., John Wishart, J. (1932) The derivation of the pattern formulae of two-way partitions from those of simpler patterns, Proceedings of the London Mathematical Society, Series 2, v. 33, pp. 195–208 doi:10.1112/plms/s2-33.1.195
↑ Neyman, J. (1956): ‘Note on an Article by Sir Ronald Fisher,’ Journal of the Royal Statistical Society, Series B (Methodological), 18, pp. 288–94.
↑ Fisher, R. A. (1929). "नमूना वितरण के क्षण और उत्पाद क्षण" (PDF). Proceedings of the London Mathematical Society. 30: 199–238. doi:10.1112/plms/s2-30.1.199. hdl:2440/15200.
↑ Speicher, Roland (1994). "गैर-क्रॉसिंग विभाजन और मुक्त कनवल्शन की जाली पर गुणक कार्य". Mathematische Annalen. 298 (4): 611–628. doi:10.1007/BF01459754. S2CID 123022311.
↑ ^18.0 ^18.1 ^18.2 Novak, Jonathan; Śniady, Piotr (2011). "एक निःशुल्क संचयक क्या है?". Notices of the American Mathematical Society. 58 (2): 300–301. ISSN 0002-9920.

बाहरी संबंध

[1] Weisstein, Eric W. "Cumulant". From MathWorld – A Wolfram Web Resource. http://mathworld.wolfram.com/Cumulant.html

[2] Kendall, M. G., Stuart, A. (1969) The Advanced Theory of Statistics, Volume 1 (3rd Edition). Griffin, London. (Section 3.12)

[3] Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition). Griffin, London. (Page 27)

[4] Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition). Griffin, London. (Section 2.4)

[5] Aapo Hyvarinen, Juha Karhunen, and Erkki Oja (2001) Independent Component Analysis, John Wiley & Sons. (Section 2.7.2)

[6] Hamedani, G. G.; Volkmer, Hans; Behboodian, J. (2012-03-01). "A note on sub-independent random variables and a class of bivariate mixtures". Studia Scientiarum Mathematicarum Hungarica. 49 (1): 19–25. doi:10.1556/SScMath.2011.1183.

[7] Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition), Griffin, London. (Theorem 7.3.5)

[8] Smith, Peter J. (May 1995). "क्यूमुलेंट्स से क्षण प्राप्त करने की पुरानी समस्या का एक पुनरावर्ती सूत्रीकरण और इसके विपरीत". The American Statistician. 49 (2): 217–218. doi:10.2307/2684642. JSTOR 2684642.

[9] Rota, G.-C.; Shen, J. (2000). "क्यूमुलेंट्स के कॉम्बिनेटरिक्स पर". Journal of Combinatorial Theory. Series A. 91 (1–2): 283–304. doi:10.1006/jcta.1999.3017.

[10] Brillinger, D.R. (1969). "कंडीशनिंग के माध्यम से संचयकों की गणना". Annals of the Institute of Statistical Mathematics. 21: 215–218. doi:10.1007/bf02532246. S2CID 122673823.

[11] Hald, A. (2000) "The early history of the cumulants and the Gram–Charlier series" International Statistical Review, 68 (2): 137–153. (Reprinted in Lauritzen, Steffen L., ed. (2002). Thiele: Pioneer in Statistics. Oxford U. P. ISBN 978-0-19-850972-1.)

[12] Hald, Anders (1998). A History of Mathematical Statistics from 1750 to 1930. New York: Wiley. ISBN 978-0-471-17912-2.

[13] H. Cramér (1946) Mathematical Methods of Statistics, Princeton University Press, Section 15.10, p. 186.

[14] Fisher, R.A., John Wishart, J. (1932) The derivation of the pattern formulae of two-way partitions from those of simpler patterns, Proceedings of the London Mathematical Society, Series 2, v. 33, pp. 195–208 doi:10.1112/plms/s2-33.1.195

[15] Neyman, J. (1956): ‘Note on an Article by Sir Ronald Fisher,’ Journal of the Royal Statistical Society, Series B (Methodological), 18, pp. 288–94.

[16] Fisher, R. A. (1929). "नमूना वितरण के क्षण और उत्पाद क्षण" (PDF). Proceedings of the London Mathematical Society. 30: 199–238. doi:10.1112/plms/s2-30.1.199. hdl:2440/15200.

[17] Speicher, Roland (1994). "गैर-क्रॉसिंग विभाजन और मुक्त कनवल्शन की जाली पर गुणक कार्य". Mathematische Annalen. 298 (4): 611–628. doi:10.1007/BF01459754. S2CID 123022311.

[Novak-Śniady-18] 18.0 ^18.1 ^18.2 Novak, Jonathan; Śniady, Piotr (2011). "एक निःशुल्क संचयक क्या है?". Notices of the American Mathematical Society. 58 (2): 300–301. ISSN 0002-9920.

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v t e Theory of probability distributions
probability mass function (pmf) probability density function (pdf) cumulative distribution function (cdf) quantile function
raw moment central moment mean variance standard deviation skewness kurtosis L-moment
moment-generating function (mgf) characteristic function probability-generating function (pgf) cumulant combinant

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Contents

परिभाषा

संचयी जनक फलन की वैकल्पिक परिभाषा

कुछ मूलभूत गुण

क्षणों के फलनों के रूप में पहले कई संचयी

कुछ असतत संभाव्यता वितरण के संचयक

कुछ सतत संभाव्यता वितरणों के संचयी

संचयी जनक फलन के कुछ गुण

संचयी के अतिरिक्त गुण

एक नकारात्मक परिणाम

संचयी और क्षण

संचयी और सेट-विभाजन

संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स

संयुक्त संचयी

सशर्त संचयन और कुल संचयन का नियम

सांख्यिकीय भौतिकी से संबंध

इतिहास

सामान्यीकृत सेटिंग्स में संचयक

औपचारिक संचयक

घंटी संख्या

द्विपद प्रकार के बहुपद अनुक्रम के संचयी

निःशुल्क संचयक

यह भी देखें

संदर्भ

बाहरी संबंध

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@@ Line 1: / Line 1: @@
 {{Short description|Set of quantities in probability theory}}
-<nowiki>संभाव्यता सिद्धांत और सांख्यिकी में, संचयी {{mvar|κ</nowiki><sub>n</sub>}संभाव्यता वितरण का } मात्राओं का समूह है जो वितरण के [[क्षण (गणित)]] का विकल्प प्रदान करता है। कोई भी दो संभाव्यता वितरण जिनके क्षण समान हैं, उनके संचयी भी समान होंगे, और इसके विपरीत।
+संभाव्यता सिद्धांत और आंकड़ों में, संभाव्यता वितरण के संचयी κ<sub>n</sub> मात्राओं का एक समूह हैं जो वितरण के [[क्षण (गणित)]] के लिए एक विकल्प प्रदान करते हैं। कोई भी दो संभाव्यता वितरण जिनके क्षण समान हैं, उनके संचयी भी समान होंगे, और इसके विपरीत।
-पहला क्यूम्युलेंट माध्य है, दूसरा क्यूम्युलेंट विचरण है, और तीसरा क्यूम्युलेंट तीसरे [[केंद्रीय क्षण]] के समान है। लेकिन चौथे और उच्च क्रम के संचयक केंद्रीय क्षणों के बराबर नहीं हैं। कुछ मामलों में क्यूमुलेंट के संदर्भ में समस्याओं का सैद्धांतिक उपचार क्षणों का उपयोग करने की तुलना में सरल होता है। विशेष रूप से, जब दो या दो से अधिक यादृच्छिक चर [[सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र]] होते हैं, तो {{math|''n''}}-उनके योग का वें-क्रम संचयी उनके योग के बराबर है {{math|''n''}}-वें क्रम के संचयी। साथ ही, [[सामान्य वितरण]] के तीसरे और उच्च-क्रम संचयक शून्य हैं, और यह इस संपत्ति वाला एकमात्र वितरण है।
+प्रथम संचयी माध्य है, दूसरा संचयी विचरण है, और तीसरा संचयी तीसरे [[केंद्रीय क्षण]] के समान है। परन्तु चौथे और उच्च क्रम के संचयी केंद्रीय क्षणों के बराबर नहीं हैं। कुछ स्थितियों में संचयी के संदर्भ में समस्याओं का सैद्धांतिक उपचार क्षणों का उपयोग करने की तुलना में सरल होता है। विशेष रूप से, जब दो या दो से अधिक यादृच्छिक चर [[सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र]] होते हैं, तो उनके योग का '''n-'''वें-क्रम संचयी उनके '''n-'''वें-क्रम संचयी के योग के बराबर होता है। साथ ही, [[सामान्य वितरण]] के तीसरे और उच्च-क्रम संचयी शून्य हैं, और यह इस गुण के एकमात्र वितरण है।
-क्षणों की तरह, जहां संयुक्त क्षणों का उपयोग यादृच्छिक चर के संग्रह के लिए किया जाता है, संयुक्त संचयकों को परिभाषित करना संभव है।
+क्षणों के जैसे, जहां संयुक्त क्षणों का उपयोग यादृच्छिक चर के संग्रह के लिए किया जाता है, संयुक्त संचयकों को परिभाषित करना संभव है।
 ==परिभाषा==
-एक यादृच्छिक चर के संचयी {{mvar|X}} को क्यूमुलेंट-जनरेटिंग फ़ंक्शन का उपयोग करके परिभाषित किया गया है {{math|''K''(''t'')}}, जो क्षण-उत्पन्न करने वाले फ़ंक्शन का [[प्राकृतिक]] लघुगणक है:
+एक यादृच्छिक चर {{mvar|X}} के संचयकों को संचयी-उत्पन्न करने वाले फलन {{math|''K''(''t'')}}का उपयोग करके परिभाषित किया जाता है, जो क्षण-उत्पन्न करने वाले फलन का [[प्राकृतिक]] लघुगणक है:
 :<math>K(t)=\log\operatorname{E}\left[e^{tX}\right].</math>
-संचयी {{mvar|κ<sub>n</sub>}} क्यूम्युलेंट जनरेटिंग फ़ंक्शन के पावर श्रृंखला विस्तार से प्राप्त किए जाते हैं:
+संचयी {{mvar|κ<sub>n</sub>}} संचयी जनक फलन की घात श्रृंखला विस्तार से प्राप्त किए जाते हैं:
 :<math>K(t)=\sum_{n=1}^\infty \kappa_{n} \frac{t^{n}}{n!} =\kappa_1 \frac{t}{1!} + \kappa_2 \frac{t^2}{2!}+ \kappa_3 \frac{t^3}{3!}+ \cdots = \mu t + \sigma^2 \frac{t^2}{2} + \cdots.</math>
-यह विस्तार [[मैकलॉरिन श्रृंखला]] है, इसलिए {{mvar|n}}-वां संचयी उपरोक्त विस्तार को विभेदित करके प्राप्त किया जा सकता है {{mvar|n}} बार और शून्य पर परिणाम का मूल्यांकन:<ref>Weisstein, Eric W. "Cumulant". From MathWorld – A Wolfram Web Resource. http://mathworld.wolfram.com/Cumulant.html</ref>
+यह विस्तार [[मैकलॉरिन श्रृंखला]] है, इसलिए उपरोक्त विस्तार को '''n''' बार विभेदित करके और शून्य पर परिणाम का मूल्यांकन करके '''n-वें''' संचयी प्राप्त किया जा सकता है:<ref>Weisstein, Eric W. "Cumulant". From MathWorld – A Wolfram Web Resource. http://mathworld.wolfram.com/Cumulant.html</ref>
 :<math> \kappa_{n} = K^{(n)}(0).</math>
-यदि क्षण-उत्पन्न करने वाला फ़ंक्शन मौजूद नहीं है, तो क्यूमुलेंट्स को बाद में चर्चा किए गए क्यूम्युलेंट और क्षणों के बीच संबंध के संदर्भ में परिभाषित किया जा सकता है।
+यदि क्षण-उत्पन्न करने वाला फलन स्थित नहीं है, तो संचयी को बाद में चर्चा किए गए संचयी और क्षणों के बीच संबंध के संदर्भ में परिभाषित किया जा सकता है।
-===क्यूम्युलेंट जनरेटिंग फ़ंक्शन की वैकल्पिक परिभाषा ===
+===संचयी जनक फलन की वैकल्पिक परिभाषा ===
-कुछ लेखक<ref>Kendall, M. G., Stuart, A. (1969) ''The Advanced Theory of Statistics'', Volume 1 (3rd Edition). Griffin, London. (Section 3.12)</ref><ref>Lukacs, E. (1970) ''Characteristic Functions'' (2nd Edition). Griffin, London. (Page 27)</ref> क्यूम्यलेंट-जनरेटिंग फ़ंक्शन को विशेषता फ़ंक्शन (संभावना सिद्धांत) के प्राकृतिक लघुगणक के रूप में परिभाषित करना पसंद करते हैं, जिसे कभी-कभी ''दूसरा'' विशेषता फ़ंक्शन भी कहा जाता है,<ref>Lukacs, E. (1970) ''Characteristic Functions'' (2nd Edition). Griffin, London. (Section 2.4)</ref><ref>Aapo Hyvarinen, Juha Karhunen, and Erkki Oja (2001) ''Independent Component Analysis'', [[John Wiley & Sons]]. (Section 2.7.2)</ref>
+कुछ लेखक<ref>Kendall, M. G., Stuart, A. (1969) ''The Advanced Theory of Statistics'', Volume 1 (3rd Edition). Griffin, London. (Section 3.12)</ref><ref>Lukacs, E. (1970) ''Characteristic Functions'' (2nd Edition). Griffin, London. (Page 27)</ref> संचयी-जनक फलन को विशेषता फलन (प्रायिकता सिद्धांत) के प्राकृतिक लघुगणक के रूप में परिभाषित करना चयनित करते हैं, जिसे कभी-कभी ''दूसरा'' विशेषता फलन,<ref>Lukacs, E. (1970) ''Characteristic Functions'' (2nd Edition). Griffin, London. (Section 2.4)</ref><ref>Aapo Hyvarinen, Juha Karhunen, and Erkki Oja (2001) ''Independent Component Analysis'', [[John Wiley & Sons]]. (Section 2.7.2)</ref>
-:<math>H(t)=\log\operatorname{E} \left[e^{i t X}\right]=\sum_{n=1}^\infty \kappa_n \frac{(it)^n}{n!}=\mu it - \sigma^2 \frac{ t^2}{2} + \cdots</math>
+:<math>H(t)=\log\operatorname{E} \left[e^{i t X}\right]=\sum_{n=1}^\infty \kappa_n \frac{(it)^n}{n!}=\mu it - \sigma^2 \frac{ t^2}{2} + \cdots</math> भी कहा जाता है।
-का फायदा {{math|''H''(''t'')}}—कुछ अर्थों में कार्य {{math|''K''(''t'')}} विशुद्ध रूप से काल्पनिक तर्कों के लिए मूल्यांकन किया गया - यही है {{math|E[''e''<sup>''itX''</sup>]}} सभी वास्तविक मूल्यों के लिए अच्छी तरह से परिभाषित है {{math|''t''}} यहां तक कि जब {{math|E[''e''<sup>''tX''</sup>]}} सभी वास्तविक मूल्यों के लिए अच्छी तरह से परिभाषित नहीं है {{math|''t''}}, जैसे कि तब घटित हो सकता है जब इसकी संभावना बहुत अधिक हो {{math|''X''}} का परिमाण बड़ा है. यद्यपि समारोह {{math|''H''(''t'')}} अच्छी तरह से परिभाषित किया जाएगा, फिर भी यह नकल करेगा {{math|''K''(''t'')}} इसकी मैकलॉरिन श्रृंखला की लंबाई के संदर्भ में, जो तर्क में रैखिक क्रम से आगे (या, शायद ही कभी, यहां तक कि) तक विस्तारित नहीं हो सकती है{{math|''t''}}, और विशेष रूप से अच्छी तरह से परिभाषित संचयकों की संख्या नहीं बदलेगी। फिर भी, जब भी {{math|''H''(''t'')}} के पास लंबी मैकलॉरिन श्रृंखला नहीं है, इसका उपयोग सीधे विश्लेषण करने और, विशेष रूप से, यादृच्छिक चर जोड़ने में किया जा सकता है। [[कॉची वितरण]] (जिसे लोरेंत्ज़ियन भी कहा जाता है) और अधिक सामान्यतः, [[स्थिर वितरण]] (लेवी वितरण से संबंधित) दोनों वितरण के उदाहरण हैं, जिनके लिए उत्पादन कार्यों की शक्ति-श्रृंखला विस्तार में केवल सीमित रूप से कई अच्छी तरह से परिभाषित शब्द हैं।
+'''H(t)''' का एक लाभ - कुछ अर्थों में फलन '''K(t)''' का मूल्यांकन पूर्ण रूप से काल्पनिक तर्कों के लिए किया जाता है - यह है कि '''{{math|E[''e''<sup>''itX''</sup>]}}''' '''''t''''' के सभी वास्तविक मानों के लिए ठीक रूप से परिभाषित है, यद्यपि '''{{math|E[''e''<sup>''tX''</sup>]}}''' सभी के लिए ठीक रूप से परिभाषित न हो टी के वास्तविक मान, जैसे कि तब हो सकते हैं जब "बहुत अधिक" प्रायिकता हो कि एक्स का परिमाण बड़ा है। यद्यपि फलन '''H(t)''' को ठीक रूप से परिभाषित किया जाएगा, फिर भी यह अपनी मैकलॉरिन श्रृंखला की लंबाई के संदर्भ में '''K(t)''' का अनुकरण करेगा, जो तर्क '''''t''''' में रैखिक क्रम से आगे (या, संभवतः कभी, यहां तक कि) तक विस्तारित नहीं हो सकता है। और विशेष रूप से ठीक रूप से परिभाषित संचयकों की संख्या नहीं बदलेगी। फिर भी, जब '''H(t''') में लंबी मैकलॉरिन श्रृंखला नहीं होती है, तब भी इसका उपयोग प्रत्यक्षतः विश्लेषण करने और, विशेष रूप से, यादृच्छिक चर जोड़ने में किया जा सकता है। [[कॉची वितरण]] (जिसे लोरेंत्ज़ियन भी कहा जाता है) और अधिक सामान्यतः, [[स्थिर वितरण]] (लेवी वितरण से संबंधित) दोनों वितरण के उदाहरण हैं, जिनके लिए उत्पादन फलनों की शक्ति-श्रृंखला विस्तार में मात्र सीमित रूप से कई ठीक रूप से परिभाषित शब्द हैं।
-==कुछ बुनियादी गुण== <math display=inline>n</math>वें>-वें संचयी <math display=inline>\kappa_n(X)</math> यादृच्छिक चर का (वितरण)। <math display=inline>X</math> निम्नलिखित गुणों का आनंद लेता है:
+== कुछ मूलभूत गुण ==
+एक यादृच्छिक चर <math display="inline">X</math> का <math display="inline">n</math>वें संचयी <math display="inline">\kappa_n(X)</math> निम्नलिखित गुणों का आनंद लेता है:
-* अगर <math display=inline>n>1</math> और <math display=inline>c</math> तब स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं)। <math display=inline> \kappa_n(X+c) = \kappa_n(X),</math> यानी संचयी [[अनुवाद अपरिवर्तनीय]] है। (अगर <math display=inline> n=1</math> तो हमारे पास हैं <math display=inline> \kappa_1(X+c) = \kappa_1(X)+c.) </math>
+* यदि <math display="inline">n>1</math> और <math display="inline">c</math> स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं) तो <math display="inline"> \kappa_n(X+c) = \kappa_n(X),</math> अर्थात संचयी [[अनुवाद अपरिवर्तनीय]] है। (यदि <math display="inline"> n=1</math> है तो हमारे निकट <math display="inline"> \kappa_1(X+c) = \kappa_1(X)+c) </math>।
-* अगर <math display=inline>c</math> तब स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं)। <math display=inline> \kappa_n(cX) = c^n\kappa_n(X),</math> यानी <math display=inline>n</math>-वें क्यूमुलेंट डिग्री का [[सजातीय बहुपद]] है<math display=inline>n</math>.
+* यदि <math display="inline">c</math> स्थिर है (अर्थात यादृच्छिक नहीं) तो <math display="inline"> \kappa_n(cX) = c^n\kappa_n(X),</math> अर्थात <math display="inline">n</math>-वें संचयी परिमाण <math display="inline">n</math> का [[सजातीय बहुपद]] है।
-* यदि यादृच्छिक चर <math display=inline>X_1,\ldots,X_m</math> फिर स्वतंत्र हैं <math display="block"> \kappa_n(X_1+\cdots+X_m) = \kappa_n(X_1) + \cdots + \kappa_n(X_m)\,. </math> अर्थात्, संचयी संचयी है - इसलिए नाम।
+* यदि यादृच्छिक चर <math display="inline">X_1,\ldots,X_m</math> स्वतंत्र हैं तो<math display="block"> \kappa_n(X_1+\cdots+X_m) = \kappa_n(X_1) + \cdots + \kappa_n(X_m)\,. </math> अर्थात्, संचयी संचयी है - इसलिए नाम।
-संचयी-उत्पादक फ़ंक्शन पर विचार करने से संचयी गुण शीघ्रता से अनुसरण करता है:
+संचयी -उत्पादक फलन पर विचार करने से संचयी गुण शीघ्रता से अनुसरण करता है:
 :<math>\begin{align}
@@ Line 34: / Line 35: @@
 &= K_{X_1}(t) + \cdots + K_{X_m}(t),
 \end{align}</math>
-ताकि स्वतंत्र यादृच्छिक चरों के योग का प्रत्येक संचयी जोड़ के संगत संचयकों का योग हो। अर्थात्, जब जोड़ सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र होते हैं, तो योग का माध्य, साधनों का योग होता है, योग का प्रसरण प्रसरण का योग होता है, योग का तीसरा संचयी (जो तीसरा केंद्रीय क्षण होता है) तीसरे संचयकों का योग है, और इसी प्रकार संचयी के प्रत्येक क्रम के लिए।
+ताकि स्वतंत्र यादृच्छिक चरों के योग का प्रत्येक संचयी योग के संगत संचयकों का योग हो। अर्थात्, जब योग सांख्यिकीय रूप से स्वतंत्र होते हैं, तो योग का माध्य, साधनों का योग होता है, योग का प्रसरण प्रसरण का योग होता है, योग का तीसरा संचयी (जो तीसरा केंद्रीय क्षण होता है) तीसरे संचयकों का योग है, और इसी प्रकार संचयी के प्रत्येक क्रम के लिए।
-दिए गए संचयकों के साथ वितरण {{mvar|κ<sub>n</sub>}} को एडगेवर्थ श्रृंखला के माध्यम से अनुमानित किया जा सकता है।
+दिए गए संचयकों {{mvar|κ<sub>n</sub>}} के साथ वितरण का अनुमान एजवर्थ श्रृंखला के माध्यम से लगाया जा सकता है।
-=== क्षणों के कार्यों के रूप में पहले कई क्यूमुलेंट ===
+=== क्षणों के फलनों के रूप में पहले कई संचयी ===
-सभी उच्च क्यूमुलेंट पूर्णांक गुणांक के साथ केंद्रीय क्षणों के बहुपद कार्य हैं, लेकिन केवल डिग्री 2 और 3 में क्यूम्यलेंट वास्तव में केंद्रीय क्षण हैं।
+सभी उच्च संचयी पूर्णांक गुणांक के साथ केंद्रीय क्षणों के बहुपद फलन हैं, परन्तु मात्र परिमाण 2 और 3 में संचयी वास्तव में केंद्रीय क्षण हैं।
 * <math display="inline"> \kappa_1(X) = \operatorname E(X)={} </math>अर्थ
-* <math display=inline> \kappa_2(X) = \operatorname{var}(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big) ={}</math>विचरण, या दूसरा केंद्रीय क्षण।
+* <math display="inline"> \kappa_2(X) = \operatorname{var}(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big) ={}</math>विचरण, या दूसरा केंद्रीय क्षण।
-* <math display=inline> \kappa_3(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^3\big)={} </math>तीसरा केंद्रीय क्षण.
+* <math display="inline"> \kappa_3(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^3\big)={} </math>तीसरा केंद्रीय क्षण।
-* <math display=inline> \kappa_4(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^4\big) - 3\left( \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big) \right)^2={} </math>चौथा केंद्रीय क्षण दूसरे केंद्रीय क्षण के वर्ग का तीन गुना घटा। इस प्रकार यह पहला मामला है जिसमें संचयी केवल क्षण या केंद्रीय क्षण नहीं हैं। 3 से अधिक डिग्री के केंद्रीय क्षणों में संचयी संपत्ति का अभाव होता है।
+* <math display="inline"> \kappa_4(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^4\big) - 3\left( \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big) \right)^2={} </math>चौथा केंद्रीय क्षण दूसरे केंद्रीय क्षण के वर्ग का तीन गुना घटा। इस प्रकार यह प्रथम स्थिति है जिसमें संचयी मात्र क्षण या केंद्रीय क्षण नहीं हैं। 3 से अधिक परिमाण के केंद्रीय क्षणों में संचयी गुण का अभाव होता है।
-* <math display=inline> \kappa_5(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^5\big) - 10\operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^3\big) \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big).</math>
+* <math display="inline"> \kappa_5(X) = \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^5\big) - 10\operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^3\big) \operatorname E\big((X-\operatorname E(X))^2\big).</math>
 ==कुछ असतत संभाव्यता वितरण के संचयक==
-* निरंतर यादृच्छिक चर {{math|''X'' {{=}} ''μ''}}. संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μt''}}. पहला संचयक है {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K'' '(0) {{=}} ''μ''}} और अन्य संचयी शून्य हैं, {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''κ''<sub>3</sub> {{=}} ''κ''<sub>4</sub> {{=}} ... {{=}} 0}}.
+* निरंतर यादृच्छिक चर {{math|''X'' {{=}} ''μ''}}। संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μt''}} है। प्रथम संचयी {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K'' '(0) {{=}} ''μ''}} है और दूसरा संचयी शून्य, {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''κ''<sub>3</sub> {{=}} ''κ''<sub>4</sub> {{=}} ... {{=}} 0}} हैं।
-* [[बर्नौली वितरण]], (संभावना के साथ परीक्षण में सफलताओं की संख्या {{math|''p''}} सफलता की)। संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} log(1 − ''p'' + ''p''e<sup>''t''</sup>)}}. प्रथम संचयी हैं {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K'' '(0) {{=}} ''p''}} और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''p''·(1 − ''p'')}}. संचयी पुनरावर्तन सूत्र को संतुष्ट करते हैं <math display="block">\kappa_{n+1}=p (1-p) \frac{d\kappa_n}{dp}.</math>
+* [[बर्नौली वितरण]], (सफलता की प्रायिकता {{math|''p''}} के साथ एक परीक्षण में सफलताओं की संख्या)। संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'') {{=}} log(1 − ''p'' + ''p''e<sup>''t''</sup>)}} है। प्रथम संचयी {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K'' '(0) {{=}} ''p''}} और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''p''·(1 − ''p'')}} हैं । संचयक एक पुनरावर्तन सूत्र
-* [[ज्यामितीय वितरण]], (संभावना के साथ सफलता से पहले विफलताओं की संख्या {{math|''p''}}प्रत्येक परीक्षण पर सफलता की). संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} log(''p'' / (1 + (''p'' − 1)e<sup>''t''</sup>))}}. प्रथम संचयी हैं {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''p''<sup>−1</sup> − 1}}, और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''κ''<sub>1</sub>''p''<sup>−1</sup>}}. स्थानापन्न {{math|''p'' {{=}} (''μ'' + 1)<sup>−1</sup>}} देता है {{math|''K''(''t'') {{=}} −log(1 + ''μ''(1−e<sup>''t''</sup>))}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}}.
+*<math display="block">\kappa_{n+1}=p (1-p) \frac{d\kappa_n}{dp}</math> को संतुष्ट करते हैं।
-* पॉइसन वितरण। संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μ''(e<sup>''t''</sup> − 1)}}. सभी क्यूमुलेंट पैरामीटर के बराबर हैं: {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''κ''<sub>3</sub> {{=}} ... {{=}} ''μ''}}.
+* [[ज्यामितीय वितरण]], (प्रत्येक परीक्षण में सफलता की प्रायिकता {{math|''p''}} के साथ एक सफलता से पहले विफलताओं की संख्या)। संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'') {{=}} log(''p'' / (1 + (''p'' − 1)e<sup>''t''</sup>))}} है । प्रथम संचयी {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''p''<sup>−1</sup> − 1}}, और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''κ''<sub>1</sub>''p''<sup>−1</sup>}} हैं। {{math|''p'' {{=}} (''μ'' + 1)<sup>−1</sup>}} को प्रतिस्थापित करने पर {{math|''K''(''t'') {{=}} −log(1 + ''μ''(1−e<sup>''t''</sup>))}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}} प्राप्त होता है।
-* [[द्विपद वितरण]], (सफलताओं की संख्या {{math|''n''}} संभाव्यता के साथ [[सांख्यिकीय स्वतंत्रता]] परीक्षण {{math|''p''}}प्रत्येक परीक्षण पर सफलता की). विशेष मामला {{math|''n'' {{=}} 1}} बर्नौली वितरण है। प्रत्येक संचयकर्ता न्यायकारी है {{math|''n''}} संगत बर्नौली वितरण के संगत संचयक का गुना। संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} ''n'' log(1 − ''p'' + ''p''e<sup>''t''</sup>)}}. प्रथम संचयी हैं {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''np''}} और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''κ''<sub>1</sub>(1 − ''p'')}}. स्थानापन्न {{math|''p'' {{=}} μ·''n''<sup>−1</sup>}} देता है {{math|''K'' '(''t'') {{=}} ((μ<sup>−1</sup> − ''n''<sup>−1</sup>)·e<sup>−''t''</sup> + ''n''<sup>−1</sup>)<sup>−1</sup>}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} μ}}. सीमित मामला {{math|''n''<sup>−1</sup> {{=}} 0}} पॉइसन वितरण है।
+* पॉइसन वितरण। संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μ''(e<sup>''t''</sup> − 1)}} है । सभी संचयी पैरामीटर {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''κ''<sub>3</sub> {{=}} ... {{=}} ''μ''}} के बराबर हैं।
-* [[नकारात्मक द्विपद वितरण]], (पहले विफलताओं की संख्या {{math|''r''}} संभाव्यता के साथ सफलताएँ {{math|''p''}}प्रत्येक परीक्षण पर सफलता की). विशेष मामला {{math|''r'' {{=}} 1}} ज्यामितीय वितरण है. प्रत्येक संचयकर्ता न्यायकारी है {{math|''r''}} संगत ज्यामितीय वितरण के संगत संचयक का गुना। संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन का व्युत्पन्न है {{math|1=''K'' '(''t'') = ''r''·((1 − ''p'')<sup>−1</sup>·e<sup>−''t''</sup>−1)<sup>−1</sup>}}. प्रथम संचयी हैं {{math|1=''κ''<sub>1</sub> = ''K'' '(0) = ''r''·(''p''<sup>−1</sup>−1)}}, और {{math|1=''κ''<sub>2</sub> = ''K'' ' '(0) = ''κ''<sub>1</sub>·''p''<sup>−1</sup>}}. स्थानापन्न {{math|1=''p'' = (μ·''r''<sup>−1</sup>+1)<sup>−1</sup>}} देता है {{math|''K′''(''t'') {{=}} ((''μ''<sup>−1</sup> + ''r''<sup>−1</sup>)''e''<sup>−''t''</sup> − ''r''<sup>−1</sup>)<sup>−1</sup>}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}}. इन सूत्रों की तुलना द्विपद वितरणों से करने पर 'ऋणात्मक द्विपद वितरण' नाम स्पष्ट होता है। [[सीमित मामला (गणित)]] {{math|''r''<sup>−1</sup> {{=}} 0}} पॉइसन वितरण है।
+* [[द्विपद वितरण]], (प्रत्येक परीक्षण में सफलता की प्रायिकता '''p''' के साथ '''n''' [[सांख्यिकीय स्वतंत्रता]] परीक्षणों में सफलताओं की संख्या)। विशेष स्थिति {{math|''n'' {{=}} 1}} बर्नौली वितरण है। प्रत्येक संचयी संबंधित बर्नौली वितरण के संगत संचयक का मात्र '''''n''''' गुना है। संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'') {{=}} ''n'' log(1 − ''p'' + ''p''e<sup>''t''</sup>)}} है । प्रथम संचयी {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''np''}} और {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''κ''<sub>1</sub>(1 − ''p'')}} हैं । {{math|''p'' {{=}} μ·''n''<sup>−1</sup>}} को प्रतिस्थापित करने पर {{math|''K'' '(''t'') {{=}} ((μ<sup>−1</sup> − ''n''<sup>−1</sup>)·e<sup>−''t''</sup> + ''n''<sup>−1</sup>)<sup>−1</sup>}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} μ}} प्राप्त होता है।। सीमित स्थिति {{math|''n''<sup>−1</sup> {{=}} 0}} पॉइसन वितरण है।
+* [[नकारात्मक द्विपद वितरण]], (पहले विफलताओं की संख्या {{math|''r''}} संभाव्यता के साथ सफलताएँ {{math|''p''}}प्रत्येक परीक्षण पर सफलता की)। विशेष स्थिति {{math|''r'' {{=}} 1}} ज्यामितीय वितरण है। प्रत्येक संचयकर्ता न्यायकारी है {{math|''r''}} संगत ज्यामितीय वितरण के संगत संचयी का गुना। संचयी जनक फलन का व्युत्पन्न है {{math|1=''K'' '(''t'') = ''r''·((1 − ''p'')<sup>−1</sup>·e<sup>−''t''</sup>−1)<sup>−1</sup>}}। प्रथम संचयी हैं {{math|1=''κ''<sub>1</sub> = ''K'' '(0) = ''r''·(''p''<sup>−1</sup>−1)}}, और {{math|1=''κ''<sub>2</sub> = ''K'' ' '(0) = ''κ''<sub>1</sub>·''p''<sup>−1</sup>}}। स्थानापन्न {{math|1=''p'' = (μ·''r''<sup>−1</sup>+1)<sup>−1</sup>}} देता है {{math|''K′''(''t'') {{=}} ((''μ''<sup>−1</sup> + ''r''<sup>−1</sup>)''e''<sup>−''t''</sup> − ''r''<sup>−1</sup>)<sup>−1</sup>}} और {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}}। इन सूत्रों की तुलना द्विपद वितरणों से करने पर 'ऋणात्मक द्विपद वितरण' नाम स्पष्ट होता है। [[सीमित मामला (गणित)|सीमित स्थिति (गणित)]] {{math|''r''<sup>−1</sup> {{=}} 0}} पॉइसन वितरण है।
 विचरण-से-माध्य अनुपात का परिचय
 : <math>\varepsilon=\mu^{-1}\sigma^2=\kappa_1^{-1}\kappa_2,</math>
-उपरोक्त संभाव्यता वितरण से संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन के व्युत्पन्न के लिए एकीकृत सूत्र प्राप्त होता है:{{Citation needed|date=September 2010}}
+उपरोक्त संभाव्यता वितरण से संचयी जनक फलन के व्युत्पन्न के लिए एकीकृत सूत्र प्राप्त होता है:{{Citation needed|date=September 2010}}
 : <math>K'(t)=(1+(e^{-t}-1)\varepsilon)^{-1}\mu</math>
@@ Line 64: / Line 66: @@
 : <math>K''(t)=(\varepsilon-(\varepsilon-1)e^t)^{-2}\mu\varepsilon e^t</math>
-यह पुष्टि करते हुए कि पहला संचयक है {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''μ''}} और दूसरा संचयक है {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''με''}}.
+यह पुष्टि करते हुए कि प्रथम संचयी है {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''K′''(0) {{=}} ''μ''}} और दूसरा संचयी है {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''K′′''(0) {{=}} ''με''}}।
-निरंतर यादृच्छिक चर {{math|''X'' {{=}} ''μ''}} पास {{math|''ε'' {{=}} 0}}.
+निरंतर यादृच्छिक चर {{math|''X'' {{=}} ''μ''}} निकट {{math|''ε'' {{=}} 0}}।
-द्विपद बंटन है {{math|''ε'' {{=}} 1 − ''p''}} ताकि {{math|0 < ''ε'' < 1}}.
+द्विपद बंटन है {{math|''ε'' {{=}} 1 − ''p''}} ताकि {{math|0 < ''ε'' < 1}}।
-पॉइसन वितरण है {{math|''ε'' {{=}} 1}}.
+पॉइसन वितरण है {{math|''ε'' {{=}} 1}}।
-ऋणात्मक द्विपद बंटन है {{math|''ε'' {{=}} ''p''<sup>−1</sup>}} ताकि {{math|''ε'' > 1}}.
+ऋणात्मक द्विपद बंटन है {{math|''ε'' {{=}} ''p''<sup>−1</sup>}} ताकि {{math|''ε'' > 1}}।
-[[विलक्षणता (गणित)]] द्वारा शंकु वर्गों के वर्गीकरण की सादृश्यता पर ध्यान दें: वृत्त {{math|''ε'' {{=}} 0}}, दीर्घवृत्त {{math|0 < ''ε'' < 1}}, दृष्टांत {{math|''ε'' {{=}} 1}}, अतिपरवलय {{math|''ε'' > 1}}.
+[[विलक्षणता (गणित)]] द्वारा शंकु वर्गों के वर्गीकरण की सादृश्यता पर ध्यान दें: वृत्त {{math|''ε'' {{=}} 0}}, दीर्घवृत्त {{math|0 < ''ε'' < 1}}, दृष्टांत {{math|''ε'' {{=}} 1}}, अतिपरवलय {{math|''ε'' > 1}}।
-==कुछ सतत संभाव्यता वितरणों के संचयी==
+==कुछ सतत संभाव्यता वितरणों के संचयी ==
-* [[अपेक्षित मूल्य]] के साथ सामान्य वितरण के लिए {{math|''μ''}} और विचरण {{math|''σ''<sup>2</sup>}}, संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन है {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μt'' + ''σ''<sup>2</sup>''t''<sup>2</sup>/2}}. संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन के पहले और दूसरे डेरिवेटिव हैं {{math|''K'' '(''t'') {{=}} ''μ'' + ''σ''<sup>2</sup>·''t''}} और {{math|''K''"(''t'') {{=}} ''σ''<sup>2</sup>}}. संचयकर्ता हैं {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}}, {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''σ''<sup>2</sup>}}, और {{math|''κ''<sub>3</sub> {{=}} ''κ''<sub>4</sub> {{=}} ... {{=}} 0}}. विशेष मामला {{math|''σ''<sup>2</sup> {{=}} 0}} स्थिर यादृच्छिक चर है {{math|''X'' {{=}} ''μ''}}.
+* [[अपेक्षित मूल्य|अपेक्षित]] मान के साथ सामान्य वितरण के लिए {{math|''μ''}} और विचरण {{math|''σ''<sup>2</sup>}}, संचयी जनक फलन है {{math|''K''(''t'') {{=}} ''μt'' + ''σ''<sup>2</sup>''t''<sup>2</sup>/2}}। संचयी जनक फलन के पहले और दूसरे डेरिवेटिव हैं {{math|''K'' '(''t'') {{=}} ''μ'' + ''σ''<sup>2</sup>·''t''}} और {{math|''K''"(''t'') {{=}} ''σ''<sup>2</sup>}}। संचयकर्ता हैं {{math|''κ''<sub>1</sub> {{=}} ''μ''}}, {{math|''κ''<sub>2</sub> {{=}} ''σ''<sup>2</sup>}}, और {{math|''κ''<sub>3</sub> {{=}} ''κ''<sub>4</sub> {{=}} ... {{=}} 0}}। विशेष स्थिति {{math|''σ''<sup>2</sup> {{=}} 0}} स्थिर यादृच्छिक चर है {{math|''X'' {{=}} ''μ''}}।
-* अंतराल पर [[समान वितरण (निरंतर)]] के संचयक {{math|[−1, 0]}} हैं {{math|''κ''<sub>''n''</sub> {{=}} ''B''<sub>''n''</sub>/''n''}}, कहाँ {{math|''B''<sub>''n''</sub>}} है {{math|''n''}}<sup>वें</sup>[[बर्नौली संख्या]].
+* अंतराल पर [[समान वितरण (निरंतर)]] के संचयी {{math|[−1, 0]}} हैं {{math|''κ''<sub>''n''</sub> {{=}} ''B''<sub>''n''</sub>/''n''}}, कहाँ {{math|''B''<sub>''n''</sub>}} है {{math|''n''}}<sup>वें</sup>[[बर्नौली संख्या]]।
-* दर पैरामीटर के साथ घातीय वितरण के संचयी {{math|''λ''}} हैं {{math|''κ''<sub>''n''</sub> {{=}} ''λ''<sup>−''n''</sup> (''n'' − 1)!}}.
+* दर पैरामीटर के साथ घातीय वितरण के संचयी {{math|''λ''}} हैं {{math|''κ''<sub>''n''</sub> {{=}} ''λ''<sup>−''n''</sup> (''n'' − 1)!}}।
-==क्यूमुलेंट जनरेटिंग फ़ंक्शन के कुछ गुण==
+==संचयी जनक फलन के कुछ गुण==
-संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन {{math|''K''(''t'')}}, यदि यह अस्तित्व में है, तो [[असीम रूप से भिन्न]] और [[उत्तल कार्य]] है, और मूल से होकर गुजरता है। इसका पहला व्युत्पन्न संभाव्यता वितरण के समर्थन के अनंत से सर्वोच्च तक खुले अंतराल में नीरस रूप से होता है, और इसका दूसरा व्युत्पन्न एकल बिंदु द्रव्यमान के [[पतित वितरण]] को छोड़कर, हर जगह सख्ती से सकारात्मक होता है। क्यूम्यलेंट-जनरेटिंग फ़ंक्शन मौजूद होता है यदि और केवल यदि वितरण की पूंछ [[घातीय क्षय]] द्वारा प्रमुख होती है, यानी, ([[ बिग ओ अंकन ]] देखें)
+संचयी जनक फलन {{math|''K''(''t'')}}, यदि यह अस्तित्व में है, तो [[असीम रूप से भिन्न]] और [[उत्तल कार्य|उत्तल फलन]] है, और मूल से होकर गुजरता है। इसका प्रथम व्युत्पन्न संभाव्यता वितरण के समर्थन के अनंत से सर्वोच्च तक खुले अंतराल में नीरस रूप से होता है, और इसका दूसरा व्युत्पन्न एकल बिंदु द्रव्यमान के [[पतित वितरण]] को छोड़कर, हर जगह सख्ती से सकारात्मक होता है। संचयी-जनक फलन स्थित होता है यदि और मात्र यदि वितरण की पूंछ [[घातीय क्षय]] द्वारा प्रमुख होती है, अर्थात, ([[ बिग ओ अंकन | बिग ओ अंकन]] देखें)
 :<math>
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 \end{align}
 </math>
-कहाँ <math>F</math> संचयी वितरण फलन है. क्यूम्यलेंट-जनरेटिंग फ़ंक्शन में इस तरह के नकारात्मक सर्वोच्च पर लंबवत अनंतस्पर्शी होंगे {{math|''c''}}, यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, और ऐसे सर्वोच्च पर {{math|''d''}}, यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, अन्यथा इसे सभी वास्तविक संख्याओं के लिए परिभाषित किया जाएगा।
+कहाँ <math>F</math> संचयी वितरण फलन है। संचयी-जनक फलन में इस प्रकार के नकारात्मक सर्वोच्च पर लंबवत अनंतस्पर्शी होंगे {{math|''c''}}, यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, और ऐसे सर्वोच्च पर {{math|''d''}}, यदि ऐसा कोई सर्वोच्च अस्तित्व है, अन्यथा इसे सभी वास्तविक संख्याओं के लिए परिभाषित किया जाएगा।
-यदि यादृच्छिक चर का [[समर्थन (गणित)]]। {{math|''X''}} की परिमित ऊपरी या निचली सीमा होती है, फिर इसका संचयी-उत्पादक कार्य होता है {{math|1=''y'' = ''K''(''t'')}}, यदि यह मौजूद है, तो [[अनंतस्पर्शी]](ओं) के पास पहुंचता है जिसका ढलान समर्थन के सर्वोच्च और/या न्यूनतम के बराबर है,
+यदि यादृच्छिक चर का [[समर्थन (गणित)]]। {{math|''X''}} की परिमित ऊपरी या निचली सीमा होती है, फिर इसका संचयी -उत्पादक फलन होता है {{math|1=''y'' = ''K''(''t'')}}, यदि यह स्थित है, तो [[अनंतस्पर्शी]](ओं) के निकट पहुंचता है जिसका ढलान समर्थन के सर्वोच्च और/या न्यूनतम के बराबर है,
 : <math>
 \begin{align}
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 :<math>\int_{-\infty}^0 \left[t\inf \operatorname{supp}X-K'(t)\right]\,dt, \qquad \int_{\infty}^0 \left[t\inf \operatorname{supp}X-K'(t) \right]\,dt</math>
-y-अवरोधन उत्पन्न करें|{{math|''y''}}-इन स्पर्शोन्मुखों की अंतःक्रियाएँ, चूँकि{{math|1=''K''(0) = 0}}.)
+y-अवरोधन उत्पन्न करें|{{math|''y''}}-इन स्पर्शोन्मुखों की अंतःक्रियाएँ, चूँकि{{math|1=''K''(0) = 0}}।)
-वितरण में बदलाव के लिए {{math|''c''}}, <math>K_{X+c}(t)=K_X(t)+ct.</math> पतित बिंदु द्रव्यमान के लिए {{math|''c''}}, सीजीएफ सीधी रेखा है <math>K_c(t)=ct</math>, और अधिक सामान्यतः, <math>K_{X+Y}=K_X+K_Y</math> अगर और केवल अगर {{math|''X''}} और {{math|''Y''}} स्वतंत्र हैं और उनके सीजीएफएस मौजूद हैं; ([[उपस्वतंत्रता]] और स्वतंत्रता का संकेत देने के लिए पर्याप्त दूसरे क्षणों का अस्तित्व।<ref>{{cite journal | journal = Studia Scientiarum Mathematicarum Hungarica
+वितरण में बदलाव के लिए {{math|''c''}}, <math>K_{X+c}(t)=K_X(t)+ct.</math> पतित बिंदु द्रव्यमान के लिए {{math|''c''}}, सीजीएफ सीधी रेखा है <math>K_c(t)=ct</math>, और अधिक सामान्यतः, <math>K_{X+Y}=K_X+K_Y</math> यदि और मात्र यदि {{math|''X''}} और {{math|''Y''}} स्वतंत्र हैं और उनके सीजीएफएस स्थित हैं; ([[उपस्वतंत्रता]] और स्वतंत्रता का संकेत देने के लिए पर्याप्त दूसरे क्षणों का अस्तित्व।<ref>{{cite journal | journal = Studia Scientiarum Mathematicarum Hungarica
 | title = A note on sub-independent random variables and a class of bivariate mixtures
 | volume = 49
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 वितरण के [[प्राकृतिक घातीय परिवार]] को स्थानांतरण या अनुवाद द्वारा महसूस किया जा सकता है {{math|''K''(''t'')}}, और इसे लंबवत रूप से समायोजित करना ताकि यह हमेशा मूल से होकर गुजरे: यदि {{math|''f''}} सीजीएफ के साथ पीडीएफ है <math>K(t)=\log M(t),</math> और <math>f|\theta</math> तो, यह इसका प्राकृतिक घातीय परिवार है <math>f(x\mid\theta)=\frac1{M(\theta)}e^{\theta x} f(x),</math> और <math>K(t\mid\theta)=K(t+\theta)-K(\theta).</math>
-अगर {{math|''K''(''t'')}} सीमा के लिए सीमित है {{math|''t''<sub>1</sub> < Re(''t'') < ''t''<sub>2</sub>}} तो अगर {{math|''t''<sub>1</sub> < 0 < ''t''<sub>2</sub>}} तब {{math|''K''(''t'')}} विश्लेषणात्मक है और इसके लिए असीम रूप से भिन्न है {{math|''t''<sub>1</sub> < Re(''t'') < ''t''<sub>2</sub>}}. इसके अलावा के लिए {{math|''t''}} वास्तविक और {{math|''t''<sub>1</sub> < ''t'' < ''t''<sub>2</sub> ''K''(''t'')}} सख्ती से उत्तल है, और {{math|''K''&prime;(''t'')}} सख्ती से बढ़ रहा है. {{Citation needed|date=March 2011}}
+यदि {{math|''K''(''t'')}} सीमा के लिए सीमित है {{math|''t''<sub>1</sub> < Re(''t'') < ''t''<sub>2</sub>}} तो यदि {{math|''t''<sub>1</sub> < 0 < ''t''<sub>2</sub>}} तब {{math|''K''(''t'')}} विश्लेषणात्मक है और इसके लिए असीम रूप से भिन्न है {{math|''t''<sub>1</sub> < Re(''t'') < ''t''<sub>2</sub>}}। इसके अलावा के लिए {{math|''t''}} वास्तविक और {{math|''t''<sub>1</sub> < ''t'' < ''t''<sub>2</sub> ''K''(''t'')}} सख्ती से उत्तल है, और {{math|''K''&prime;(''t'')}} सख्ती से बढ़ रहा है। {{Citation needed|date=March 2011}}
-==क्यूमुलेंट्स के अतिरिक्त गुण==
+==संचयी के अतिरिक्त गुण==
 ===एक नकारात्मक परिणाम===
 सामान्य वितरण के संचयकों के परिणामों को देखते हुए, यह आशा की जा सकती है कि वितरण के परिवारों को ढूंढ लिया जाए
-{{math|1=''κ''<sub>''m''</sub> = ''κ''<sub>''m''+1</sub> = ⋯ = 0}} कुछ के लिए {{math|1=''m'' > 3}}, निचले क्रम के संचयकों के साथ (आदेश 3 से {{math|1=''m'' − 1}}) गैर-शून्य होना। ऐसे कोई वितरण नहीं हैं.<ref>Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition), Griffin, London. (Theorem 7.3.5)</ref> यहां अंतर्निहित परिणाम यह है कि क्यूम्यलेंट जनरेटिंग फ़ंक्शन 2 से अधिक डिग्री का परिमित-क्रम बहुपद नहीं हो सकता है।
+{{math|1=''κ''<sub>''m''</sub> = ''κ''<sub>''m''+1</sub> = ⋯ = 0}} कुछ के लिए {{math|1=''m'' > 3}}, निचले क्रम के संचयकों के साथ (आदेश 3 से {{math|1=''m'' − 1}}) गैर-शून्य होना। ऐसे कोई वितरण नहीं हैं।<ref>Lukacs, E. (1970) Characteristic Functions (2nd Edition), Griffin, London. (Theorem 7.3.5)</ref> यहां अंतर्निहित परिणाम यह है कि संचयी जनक फलन 2 से अधिक परिमाण का परिमित-क्रम बहुपद नहीं हो सकता है।
 ===संचयी और क्षण===
-[[क्षण उत्पन्न करने वाला कार्य]] इस प्रकार दिया गया है:
+[[क्षण उत्पन्न करने वाला कार्य|क्षण उत्पन्न करने वाला फलन]] इस प्रकार दिया गया है:
 : <math>M(t) = 1+\sum_{n=1}^\infty \frac{\mu'_n t^n}{n!} = \exp \left(\sum_{n=1}^\infty \frac{\kappa_n t^n}{n!}\right) = \exp(K(t)).</math>
-तो संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन, क्षण जनरेटिंग फ़ंक्शन का लघुगणक है
+तो संचयी जनक फलन, क्षण जनक फलन का लघुगणक है
 :<math>K(t) = \log M(t).</math>
-पहला संचयक अपेक्षित मूल्य है; दूसरा और तीसरा संचयी क्रमशः दूसरा और तीसरा केंद्रीय क्षण हैं (दूसरा केंद्रीय क्षण विचरण है); लेकिन उच्चतर क्यूमुलेंट न तो क्षण हैं और न ही केंद्रीय क्षण, बल्कि क्षणों के अधिक जटिल बहुपद कार्य हैं।
+प्रथम संचयी अपेक्षित मान है; दूसरा और तीसरा संचयी क्रमशः दूसरा और तीसरा केंद्रीय क्षण हैं (दूसरा केंद्रीय क्षण विचरण है); परन्तु उच्चतर संचयी न तो क्षण हैं और न ही केंद्रीय क्षण, बल्कि क्षणों के अधिक जटिल बहुपद फलन हैं।
 का मूल्यांकन करके क्षणों को संचयकों के संदर्भ में पुनर्प्राप्त किया जा सकता है {{math|''n''}}-वें का व्युत्पन्न <math>\exp(K(t))</math> पर {{tmath|1=t=0}},
@@ Line 137: / Line 139: @@
 :<math>\kappa_n = K^{(n)}(0) = \left. \frac{\mathrm{d}^n \log M(t)}{\mathrm{d}t^n} \right|_{t=0}.</math>
-के लिए स्पष्ट अभिव्यक्ति {{math|''n''}}-पहले के संदर्भ में वां क्षण {{math|''n''}} क्यूमुलेंट्स, और इसके विपरीत, समग्र कार्यों के उच्च डेरिवेटिव के लिए फा डी ब्रूनो के सूत्र का उपयोग करके प्राप्त किया जा सकता है। सामान्य तौर पर, हमारे पास है
+के लिए स्पष्ट अभिव्यक्ति {{math|''n''}}-पहले के संदर्भ में वां क्षण {{math|''n''}} संचयी, और इसके विपरीत, समग्र फलनों के उच्च डेरिवेटिव के लिए फा डी ब्रूनो के सूत्र का उपयोग करके प्राप्त किया जा सकता है। सामान्य तौर पर, हमारे निकट है
 : <math>\mu'_n = \sum_{k=1}^n B_{n,k}(\kappa_1,\ldots,\kappa_{n-k+1}) </math>
@@ Line 143: / Line 145: @@
 कहाँ <math>B_{n,k}</math> अपूर्ण (या आंशिक) [[बेल बहुपद]] हैं।
-इसी प्रकार, यदि माध्य दिया गया है <math>\mu</math>, केंद्रीय क्षण उत्पन्न करने वाला फ़ंक्शन द्वारा दिया गया है
+इसी प्रकार, यदि माध्य दिया गया है <math>\mu</math>, केंद्रीय क्षण उत्पन्न करने वाला फलन द्वारा दिया गया है
 : <math> C(t) = \operatorname{E}[e^{t(x-\mu)}] = e^{-\mu t} M(t) = \exp(K(t) - \mu t), </math>
@@ Line 158: / Line 160: @@
 </math>
-  {{math|''n''}}}-वाँ क्षण (गणित) {{math|''μ''′<sub>''n''</sub>}} {{math|''n''}}पहले में-वें-डिग्री बहुपद {{math|''n''}} संचयी। पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:
+  {{math|''n''}}}-वाँ क्षण (गणित) {{math|''μ''′<sub>''n''</sub>}} {{math|''n''}}पहले में-वें-परिमाण बहुपद {{math|''n''}} संचयी । पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:
 : <math>
 \begin{align}
@@ Line 170: / Line 172: @@
 \end{align}
 </math>
-प्रधान क्षणों को अलग करता है {{math|''μ''′<sub>''n''</sub>}} [[माध्य के बारे में क्षण]] से {{math|''μ''<sub>''n''</sub>}}. केंद्रीय क्षणों को संचयकों के कार्यों के रूप में व्यक्त करने के लिए, बस इन बहुपदों से सभी पदों को हटा दें {{math|''κ''<sub>1</sub>}} कारक के रूप में प्रकट होता है:
+प्रधान क्षणों को अलग करता है {{math|''μ''′<sub>''n''</sub>}} [[माध्य के बारे में क्षण]] से {{math|''μ''<sub>''n''</sub>}}। केंद्रीय क्षणों को संचयकों के फलनों के रूप में व्यक्त करने के लिए, बस इन बहुपदों से सभी पदों को हटा दें {{math|''κ''<sub>1</sub>}} कारक के रूप में प्रकट होता है:
 : <math>
@@ Line 182: / Line 184: @@
 \end{align}
 </math>
-इसी प्रकार, {{math|''n''}}-वें संचयी {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} {{math|''n''}}पहले में-वें-डिग्री बहुपद {{math|''n''}} गैर-केंद्रीय क्षण. पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:
+इसी प्रकार, {{math|''n''}}-वें संचयी {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} {{math|''n''}}पहले में-वें-परिमाण बहुपद {{math|''n''}} गैर-केंद्रीय क्षण। पहली कुछ अभिव्यक्तियाँ हैं:
 : <math>
@@ Line 202: / Line 204: @@
 :<math>\kappa_5=\mu_5-10\mu_3\mu_2\,</math>
 :<math>\kappa_6=\mu_6-15\mu_4\mu_2-10{\mu_3}^2+30{\mu_2}^3\,.</math>
-संचयकों को व्यक्त करने के लिए {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} के लिए {{math|''n'' > 2}}[[मानकीकृत क्षण]] के कार्यों के रूप में {{mvar|μ″<sub>n</sub>}}, भी सेट करें {{math|1={{mvar|μ'}}<sub>2</sub>=1}} बहुपदों में:
+संचयकों को व्यक्त करने के लिए {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} के लिए {{math|''n'' > 2}}[[मानकीकृत क्षण]] के फलनों के रूप में {{mvar|μ″<sub>n</sub>}}, भी सेट करें {{math|1={{mvar|μ'}}<sub>2</sub>=1}} बहुपदों में:
 :<math>\kappa_3=\mu''_3\,</math>
@@ Line 238: / Line 240: @@
 *{{pi}} आकार के सेट के सभी विभाजनों की सूची के माध्यम से चलता है {{math|''n''}};
-*{{math|''B'' ∈ {{pi}}}}  साधन {{math|''B''}} उन ब्लॉकों में से है जिसमें सेट को विभाजित किया गया है; और
+*{{math|''B'' ∈ {{pi}}}} साधन {{math|''B''}} उन ब्लॉकों में से है जिसमें सेट को विभाजित किया गया है; और
-*{{math|{{abs|''B''}}}} सेट का आकार है {{math|''B''}}.
+*{{math|{{abs|''B''}}}} सेट का आकार है {{math|''B''}}।
-इस प्रकार प्रत्येक [[एकपद]]ी स्थिर समय संचयी का उत्पाद है जिसमें सूचकांकों का योग होता है {{math|''n''}} (उदाहरण के लिए, शब्द में {{math|1=''κ''<sub>3</sub> ''κ''<sub>2</sub><sup>2</sup> ''κ''<sub>1</sub>}}, सूचकांकों का योग 3 + 2 + 2 + 1 = 8 है; यह बहुपद में प्रकट होता है जो 8वें क्षण को पहले आठ क्यूमुलेंट के फ़ंक्शन के रूप में व्यक्त करता है)। [[पूर्णांक]] का विभाजन {{math|''n''}} प्रत्येक पद से मेल खाता है। प्रत्येक पद में गुणांक किसी समुच्चय के विभाजनों की संख्या है {{math|''n''}} सदस्य जो पूर्णांक के उस विभाजन में सिमट जाते हैं {{math|''n''}} जब समुच्चय के सदस्य अप्रभेद्य हो जाते हैं।
+इस प्रकार प्रत्येक [[एकपद]]ी स्थिर समय संचयी का उत्पाद है जिसमें सूचकांकों का योग होता है {{math|''n''}} (उदाहरण के लिए, शब्द में {{math|1=''κ''<sub>3</sub> ''κ''<sub>2</sub><sup>2</sup> ''κ''<sub>1</sub>}}, सूचकांकों का योग 3 + 2 + 2 + 1 = 8 है; यह बहुपद में प्रकट होता है जो 8वें क्षण को पहले आठ संचयी के फलन के रूप में व्यक्त करता है)। [[पूर्णांक]] का विभाजन {{math|''n''}} प्रत्येक पद से मेल खाता है। प्रत्येक पद में गुणांक किसी समुच्चय के विभाजनों की संख्या है {{math|''n''}} सदस्य जो पूर्णांक के उस विभाजन में सिमट जाते हैं {{math|''n''}} जब समुच्चय के सदस्य अप्रभेद्य हो जाते हैं।
-===क्यूमुलेंट और कॉम्बिनेटरिक्स ===
+===संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स ===
-क्यूमुलेंट और कॉम्बिनेटरिक्स के बीच आगे का संबंध [[जियान-कार्लो रोटा]] के काम में पाया जा सकता है, जहां [[अपरिवर्तनीय सिद्धांत]], [[सममित कार्य]]ों और द्विपद अनुक्रमों के लिंक का अध्ययन [[अम्ब्रल कैलकुलस]] के माध्यम से किया जाता है।<ref>{{cite journal |first1=G.-C. |last1=Rota |first2=J. |last2=Shen |title=क्यूमुलेंट्स के कॉम्बिनेटरिक्स पर|journal=Journal of Combinatorial Theory |series=Series A |volume=91 |issue=1–2 |pages=283–304 |year=2000 |doi=10.1006/jcta.1999.3017 |doi-access=free }}</ref>
+संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स के बीच आगे का संबंध [[जियान-कार्लो रोटा]] के काम में पाया जा सकता है, जहां [[अपरिवर्तनीय सिद्धांत]], [[सममित कार्य|सममित फलन]]ों और द्विपद अनुक्रमों के लिंक का अध्ययन [[अम्ब्रल कैलकुलस]] के माध्यम से किया जाता है।<ref>{{cite journal |first1=G.-C. |last1=Rota |first2=J. |last2=Shen |title=क्यूमुलेंट्स के कॉम्बिनेटरिक्स पर|journal=Journal of Combinatorial Theory |series=Series A |volume=91 |issue=1–2 |pages=283–304 |year=2000 |doi=10.1006/jcta.1999.3017 |doi-access=free }}</ref>
-==संयुक्त संचयी==
+==संयुक्त संचयी ==
-अनेक यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी {{math|''X''<sub>1</sub>, ..., ''X''<sub>''n''</sub>}} को समान संचयी जनरेटिंग फ़ंक्शन द्वारा परिभाषित किया गया है
+अनेक यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी {{math|''X''<sub>1</sub>, ..., ''X''<sub>''n''</sub>}} को समान संचयी जनक फलन द्वारा परिभाषित किया गया है
 :<math>K(t_1,t_2,\dots,t_n)=\log E(\mathrm e^{\sum_{j=1}^n t_j X_j}).</math>
@@ Line 252: / Line 254: @@
 :<math>\kappa(X_1,\dots,X_n) =\sum_\pi (|\pi|-1)!(-1)^{|\pi|-1}\prod_{B\in\pi}E\left(\prod_{i\in B}X_i\right)</math>
-कहाँ {{pi}} के सभी विभाजनों की सूची के माध्यम से चलता है {{math|{ 1, ..., ''n'' } }}, {{math|''B''}} विभाजन के सभी ब्लॉकों की सूची के माध्यम से चलता है{{pi}}, और {{math|{{abs|{{pi}}}}}} विभाजन में भागों की संख्या है. उदाहरण के लिए,
+कहाँ {{pi}} के सभी विभाजनों की सूची के माध्यम से चलता है {{math|{ 1, ..., ''n'' } }}, {{math|''B''}} विभाजन के सभी ब्लॉकों की सूची के माध्यम से चलता है{{pi}}, और {{math|{{abs|{{pi}}}}}} विभाजन में भागों की संख्या है। उदाहरण के लिए,
 :<math>\kappa(X,Y)=\operatorname E(XY) - \operatorname E(X) \operatorname E(Y),</math>
@@ Line 258: / Line 260: @@
 :<math>\kappa(X,Y,Z)=\operatorname E(XYZ) - \operatorname E(XY) \operatorname E(Z) - \operatorname E(XZ) \operatorname E(Y) - \operatorname E(YZ) \operatorname E(X) + 2\operatorname E(X)\operatorname E(Y)\operatorname E(Z).\,</math>
-यदि इनमें से कोई भी यादृच्छिक चर समान है, उदाहरण के लिए अगर {{math|1=''X'' = ''Y''}}, फिर वही सूत्र लागू होते हैं, उदा.
+यदि इनमें से कोई भी यादृच्छिक चर समान है, उदाहरण के लिए यदि {{math|1=''X'' = ''Y''}}, फिर वही सूत्र लागू होते हैं, उदा।
 :<math>\kappa(X,X,Z)=\operatorname E(X^2Z)  -2\operatorname E(XZ)\operatorname E(X) - \operatorname E(X^2)\operatorname E(Z) + 2\operatorname E(X)^2\operatorname E(Z),\,</math>
-हालाँकि ऐसे दोहराए गए चरों के लिए अधिक संक्षिप्त सूत्र हैं। शून्य-माध्य यादृच्छिक वैक्टर के लिए,
+यद्यपि ऐसे दोहराए गए चरों के लिए अधिक संक्षिप्त सूत्र हैं। शून्य-माध्य यादृच्छिक वैक्टर के लिए,
 :<math>\kappa(X,Y,Z) = \operatorname E(XYZ).\,</math>
 :<math>\kappa(X,Y,Z,W) = \operatorname E(XYZW) - \operatorname E(XY) \operatorname E(ZW) - \operatorname E(XZ) \operatorname E(YW) - \operatorname E(XW) \operatorname E(YZ).\,</math>
-केवल यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी इसका अपेक्षित मूल्य है, और दो यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी उनका सहप्रसरण है। यदि कुछ यादृच्छिक चर अन्य सभी से स्वतंत्र हैं, तो दो (या अधिक) स्वतंत्र यादृच्छिक चर वाला कोई भी संचयी शून्य है। मैं गिरा {{math|''n''}} यादृच्छिक चर समान हैं, तो संयुक्त संचयी है {{math|''n''}}-वाँ साधारण संचयक।
+मात्र यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी इसका अपेक्षित मान है, और दो यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी उनका सहप्रसरण है। यदि कुछ यादृच्छिक चर अन्य सभी से स्वतंत्र हैं, तो दो (या अधिक) स्वतंत्र यादृच्छिक चर वाला कोई भी संचयी शून्य है। मैं गिरा {{math|''n''}} यादृच्छिक चर समान हैं, तो संयुक्त संचयी है {{math|''n''}}-वाँ साधारण संचयक।
-क्यूमुलेंट के संदर्भ में क्षणों की अभिव्यक्ति का संयुक्त अर्थ, क्षणों के संदर्भ में क्यूमुलेंट की तुलना में समझना आसान है:
+संचयी के संदर्भ में क्षणों की अभिव्यक्ति का संयुक्त अर्थ, क्षणों के संदर्भ में संचयी की तुलना में समझना आसान है:
 : <math> \operatorname E(X_1\cdots X_n)=\sum_\pi\prod_{B\in\pi}\kappa(X_i : i \in B). </math>
@@ Line 273: / Line 275: @@
 : <math> \operatorname E(XYZ) = \kappa(X,Y,Z) + \kappa(X,Y)\kappa(Z) + \kappa(X,Z)\kappa(Y) + \kappa(Y,Z)\kappa(X) + \kappa(X)\kappa(Y)\kappa(Z).\,</math>
-संयुक्त संचयकों की अन्य महत्वपूर्ण संपत्ति बहुरेखीयता है:
+संयुक्त संचयकों की अन्य महत्वपूर्ण गुण बहुरेखीयता है:
 :<math> \kappa(X+Y,Z_1,Z_2,\dots) = \kappa(X,Z_1,Z_2,\ldots) + \kappa(Y,Z_1,Z_2,\ldots).\,</math>
-जिस प्रकार दूसरा संचयी प्रसरण है, उसी प्रकार केवल दो यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी सहप्रसरण है। परिचित पहचान
+जिस प्रकार दूसरा संचयी प्रसरण है, उसी प्रकार मात्र दो यादृच्छिक चरों का संयुक्त संचयी सहप्रसरण है। परिचित पहचान
 : <math>\operatorname{var}(X+Y) = \operatorname{var}(X) + 2\operatorname{cov}(X,Y) + \operatorname{var}(Y)\,</math>
@@ Line 284: / Line 286: @@
 ===सशर्त संचयन और कुल संचयन का नियम===
 {{Main|law of total cumulance}}
-[[कुल अपेक्षा का नियम]] और [[कुल विचरण का नियम]] सशर्त संचयकों के लिए स्वाभाविक रूप से सामान्यीकृत होता है। मामला {{math|1=''n'' = 3}}, क्यूमुलेंट की बजाय (केंद्रीय) क्षण (गणित) की भाषा में व्यक्त किया गया है, कहते हैं
+[[कुल अपेक्षा का नियम]] और [[कुल विचरण का नियम]] सशर्त संचयकों के लिए स्वाभाविक रूप से सामान्यीकृत होता है। स्थिति {{math|1=''n'' = 3}}, संचयी की बजाय (केंद्रीय) क्षण (गणित) की भाषा में व्यक्त किया गया है, कहते हैं
 : <math>\mu_3(X) = \operatorname E(\mu_3(X\mid Y)) + \mu_3(\operatorname E(X\mid Y)) + 3 \operatorname{cov}(\operatorname E(X\mid Y), \operatorname{var} (X\mid Y)).</math>
@@ Line 292: / Line 294: @@
 * योग सेट के सभी विभाजन से अधिक है{{pi}} सेट का {{math|{ 1, ..., ''n'' } }} सूचकांकों की, और
-* {{pi}}<sub>1</sub>, ..., {{pi}}<sub>b</sub> विभाजन के सभी ब्लॉक हैं {{pi}}; इजहार {{math|''κ''(''X''<sub>{{pi}}<sub>''m''</sub></sub>)}} इंगित करता है कि यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी जिसके सूचकांक विभाजन के उस ब्लॉक में हैं।
+* {{pi}}<sub>1</sub>, ।।।, {{pi}}<sub>b</sub> विभाजन के सभी ब्लॉक हैं {{pi}}; इजहार {{math|''κ''(''X''<sub>{{pi}}<sub>''m''</sub></sub>)}} इंगित करता है कि यादृच्छिक चर का संयुक्त संचयी जिसके सूचकांक विभाजन के उस ब्लॉक में हैं।
 ==[[सांख्यिकीय भौतिकी]] से संबंध==
-सांख्यिकीय भौतिकी में कई [[व्यापक मात्रा]]एँ - यानी वे मात्राएँ जो किसी दिए गए सिस्टम के आयतन या आकार के समानुपाती होती हैं - यादृच्छिक चर के संचयकों से संबंधित होती हैं। गहरा संबंध यह है कि बड़ी प्रणाली में ऊर्जा या कणों की संख्या जैसी व्यापक मात्रा को लगभग स्वतंत्र क्षेत्रों से जुड़ी ऊर्जा (कहें) के योग के रूप में माना जा सकता है। तथ्य यह है कि इन लगभग स्वतंत्र यादृच्छिक चर के क्यूमुलेंट्स (लगभग) जोड़ देंगे, जिससे यह उचित हो जाता है कि व्यापक मात्रा में क्यूम्युलेंट्स से संबंधित होने की उम्मीद की जानी चाहिए।
+सांख्यिकीय भौतिकी में कई [[व्यापक मात्रा]]एँ - अर्थात वे मात्राएँ जो किसी दिए गए सिस्टम के आयतन या आकार के समानुपाती होती हैं - यादृच्छिक चर के संचयकों से संबंधित होती हैं। गहरा संबंध यह है कि बड़ी प्रणाली में ऊर्जा या कणों की संख्या जैसी व्यापक मात्रा को लगभग स्वतंत्र क्षेत्रों से जुड़ी ऊर्जा (कहें) के योग के रूप में माना जा सकता है। तथ्य यह है कि इन लगभग स्वतंत्र यादृच्छिक चर के संचयी (लगभग) योग देंगे, जिससे यह उचित हो जाता है कि व्यापक मात्रा में संचयी ्स से संबंधित होने की उम्मीद की जानी चाहिए।
-तापमान पर थर्मल स्नान के साथ संतुलन में प्रणाली {{math|''T''}} उतार-चढ़ाव वाली आंतरिक ऊर्जा है {{math|''E''}}, जिसे वितरण से निकाला गया यादृच्छिक चर माना जा सकता है <math> E\sim p(E)</math>. सिस्टम का [[विभाजन फ़ंक्शन (सांख्यिकीय यांत्रिकी)]] है
+तापमान पर थर्मल स्नान के साथ संतुलन में प्रणाली {{math|''T''}} उतार-चढ़ाव वाली आंतरिक ऊर्जा है {{math|''E''}}, जिसे वितरण से निकाला गया यादृच्छिक चर माना जा सकता है <math> E\sim p(E)</math>। सिस्टम का [[विभाजन फ़ंक्शन (सांख्यिकीय यांत्रिकी)|विभाजन फलन (सांख्यिकीय यांत्रिकी)]] है
 :<math>Z(\beta) = \langle\exp(-\beta E)\rangle,\,</math>
-जहां थर्मोडायनामिक बीटा|{{math|''β''}} = {{math|1/(''kT'')}} और {{math|''k''}} बोल्ट्ज़मैन का स्थिरांक और अंकन है <math>\langle A \rangle</math> के स्थान पर प्रयोग किया गया है <math>\operatorname{E}[A]</math> ऊर्जा के साथ भ्रम से बचने के लिए अपेक्षित मूल्य के लिए, {{math|''E''}}. इसलिए ऊर्जा के लिए पहला और दूसरा संचयक {{math|''E''}} औसत ऊर्जा और ताप क्षमता दें।
+जहां थर्मोडायनामिक बीटा|{{math|''β''}} = {{math|1/(''kT'')}} और {{math|''k''}} बोल्ट्ज़मैन का स्थिरांक और अंकन है <math>\langle A \rangle</math> के स्थान पर प्रयोग किया गया है <math>\operatorname{E}[A]</math> ऊर्जा के साथ भ्रम से बचने के लिए अपेक्षित मान के लिए, {{math|''E''}}। इसलिए ऊर्जा के लिए प्रथम और दूसरा संचयी {{math|''E''}} औसत ऊर्जा और ताप क्षमता दें।
 :<math> \langle E \rangle_c = \frac{\partial \log Z}{\partial (-\beta)} = \langle E \rangle  </math>
@@ Line 307: / Line 309: @@
 :<math>F(\beta) = -\beta^{-1}\log Z(\beta) \, </math>
-ऊर्जा के लिए संचयी उत्पादन कार्य के साथ थर्मोडायनामिक मात्राओं को जोड़ता है। थर्मोडायनामिक्स गुण जो मुक्त ऊर्जा के व्युत्पन्न हैं, जैसे इसकी [[आंतरिक ऊर्जा]], एन्ट्रॉपी और विशिष्ट ताप क्षमता, सभी को इन संचयकों के संदर्भ में आसानी से व्यक्त किया जा सकता है। अन्य मुक्त ऊर्जा चुंबकीय क्षेत्र या रासायनिक क्षमता जैसे अन्य चर का कार्य हो सकती है <math>\mu</math>, उदा.
+ऊर्जा के लिए संचयी उत्पादन फलन के साथ थर्मोडायनामिक मात्राओं को जोड़ता है। थर्मोडायनामिक्स गुण जो मुक्त ऊर्जा के व्युत्पन्न हैं, जैसे इसकी [[आंतरिक ऊर्जा]], एन्ट्रॉपी और विशिष्ट ताप क्षमता, सभी को इन संचयकों के संदर्भ में आसानी से व्यक्त किया जा सकता है। अन्य मुक्त ऊर्जा चुंबकीय क्षेत्र या रासायनिक क्षमता जैसे अन्य चर का फलन हो सकती है <math>\mu</math>, उदा।
 : <math> \Omega=-\beta^{-1}\log(\langle \exp(-\beta E -\beta\mu N) \rangle),\,</math>
-कहाँ {{math|''N''}} कणों की संख्या है और <math>\Omega</math> भव्य क्षमता है. पुनः मुक्त ऊर्जा की परिभाषा और संचयी उत्पादन फलन के बीच घनिष्ठ संबंध का तात्पर्य यह है कि इस मुक्त ऊर्जा के विभिन्न व्युत्पन्नों को संयुक्त संचयी के रूप में लिखा जा सकता है। {{math|''E''}} और {{math|''N''}}.
+कहाँ {{math|''N''}} कणों की संख्या है और <math>\Omega</math> भव्य क्षमता है। पुनः मुक्त ऊर्जा की परिभाषा और संचयी उत्पादन फलन के बीच घनिष्ठ संबंध का तात्पर्य यह है कि इस मुक्त ऊर्जा के विभिन्न व्युत्पन्नों को संयुक्त संचयी के रूप में लिखा जा सकता है। {{math|''E''}} और {{math|''N''}}।
 ==इतिहास==
-क्यूमुलेंट्स के इतिहास पर [[एंडर्स हाल्ड]] द्वारा चर्चा की गई है।<ref>
+संचयी के इतिहास पर [[एंडर्स हाल्ड]] द्वारा चर्चा की गई है।<ref>
 [[Anders Hald|Hald, A.]] (2000) "The early history of the cumulants and the [[Gram–Charlier series]]" ''International Statistical Review'', 68 (2): 137–153. (Reprinted in {{Cite book|editor-link=Steffen Lauritzen|editor-first=Steffen L.|editor-last=Lauritzen|title=Thiele: Pioneer in Statistics|publisher= Oxford U. P.|year=2002|isbn=978-0-19-850972-1|title-link=Thorvald N. Thiele}})</ref><ref>
 {{Cite book|first1=Anders|last1=Hald|title=A History of Mathematical Statistics from 1750 to 1930 |author-link=Anders Hald|year=1998 |publisher=Wiley |location=New York |isbn=978-0-471-17912-2}}</ref>
-क्यूमुलेंट्स को पहली बार 1889 में थोरवाल्ड एन. थीले द्वारा पेश किया गया था, जिन्होंने उन्हें अर्ध-अपरिवर्तनीय कहा था।<ref>H. Cramér (1946) Mathematical Methods of Statistics, Princeton University Press, Section 15.10, p. 186.</ref> उन्हें पहली बार 1932 के पेपर में क्यूमुलेंट कहा गया था<ref>[[Ronald Fisher|Fisher, R.A.]], [[John Wishart (statistician)|John Wishart, J.]] (1932) [http://plms.oxfordjournals.org/content/s2-33/1/195.full.pdf+html ''The derivation of the pattern formulae of two-way partitions from those of simpler patterns''], Proceedings of the [[London Mathematical Society]], Series 2, v. 33, pp.&nbsp;195–208 {{doi| 10.1112/plms/s2-33.1.195}}
+संचयी को पहली बार 1889 में थोरवाल्ड एन। थीले द्वारा पेश किया गया था, जिन्होंने उन्हें अर्ध-अपरिवर्तनीय कहा था।<ref>H. Cramér (1946) Mathematical Methods of Statistics, Princeton University Press, Section 15.10, p. 186.</ref> उन्हें पहली बार 1932 के पेपर में संचयी कहा गया था<ref>[[Ronald Fisher|Fisher, R.A.]], [[John Wishart (statistician)|John Wishart, J.]] (1932) [http://plms.oxfordjournals.org/content/s2-33/1/195.full.pdf+html ''The derivation of the pattern formulae of two-way partitions from those of simpler patterns''], Proceedings of the [[London Mathematical Society]], Series 2, v. 33, pp.&nbsp;195–208 {{doi| 10.1112/plms/s2-33.1.195}}
-</ref> [[रोनाल्ड फिशर]] और जॉन विशरट (सांख्यिकीविद्) द्वारा। फिशर को नेमैन द्वारा सार्वजनिक रूप से थिएल के काम की याद दिलाई गई, जो फिशर के ध्यान में लाए गए थिएल के पिछले प्रकाशित उद्धरणों को भी नोट करता है।<ref>Neyman, J. (1956): ‘Note on an Article by Sir Ronald Fisher,’ ''Journal of the Royal Statistical Society'', Series B (Methodological), 18, pp. 288–94.</ref> [[स्टीफन स्टिगलर]] ने कहा है{{Citation needed|date=January 2011}}कि क्यूमुलेंट नाम का सुझाव फिशर को [[हेरोल्ड होटलिंग]] के पत्र में दिया गया था। 1929 में प्रकाशित पेपर में,<ref>{{cite journal|last1=Fisher|first1=R. A.|title=नमूना वितरण के क्षण और उत्पाद क्षण|journal=Proceedings of the London Mathematical Society|date=1929|volume=30|pages=199–238|doi=10.1112/plms/s2-30.1.199|url=https://digital.library.adelaide.edu.au/dspace/bitstream/2440/15200/1/74pt2.pdf|hdl=2440/15200|hdl-access=free}}<!--|access-date=7 August 2015--></ref> फिशर ने इन्हें संचयी क्षण फलन कहा था। सांख्यिकीय भौतिकी में विभाजन फ़ंक्शन की शुरुआत 1901 में [[जोशिया विलार्ड गिब्स]] द्वारा की गई थी।{{Citation needed|date=January 2011}} मुक्त ऊर्जा को अक्सर गिब्स मुक्त ऊर्जा कहा जाता है। [[सांख्यिकीय यांत्रिकी]] में, क्यूमुलेंट्स को 1927 में प्रकाशन से संबंधित [[उर्सेल समारोह]] के रूप में भी जाना जाता है।{{Citation needed|date=January 2011}}
+</ref> [[रोनाल्ड फिशर]] और जॉन विशरट (सांख्यिकीविद्) द्वारा। फिशर को नेमैन द्वारा सार्वजनिक रूप से थिएल के काम की याद दिलाई गई, जो फिशर के ध्यान में लाए गए थिएल के पिछले प्रकाशित उद्धरणों को भी नोट करता है।<ref>Neyman, J. (1956): ‘Note on an Article by Sir Ronald Fisher,’ ''Journal of the Royal Statistical Society'', Series B (Methodological), 18, pp. 288–94.</ref> [[स्टीफन स्टिगलर]] ने कहा है{{Citation needed|date=January 2011}}कि संचयी नाम का सुझाव फिशर को [[हेरोल्ड होटलिंग]] के पत्र में दिया गया था। 1929 में प्रकाशित पेपर में,<ref>{{cite journal|last1=Fisher|first1=R. A.|title=नमूना वितरण के क्षण और उत्पाद क्षण|journal=Proceedings of the London Mathematical Society|date=1929|volume=30|pages=199–238|doi=10.1112/plms/s2-30.1.199|url=https://digital.library.adelaide.edu.au/dspace/bitstream/2440/15200/1/74pt2.pdf|hdl=2440/15200|hdl-access=free}}<!--|access-date=7 August 2015--></ref> फिशर ने इन्हें संचयी क्षण फलन कहा था। सांख्यिकीय भौतिकी में विभाजन फलन की शुरुआत 1901 में [[जोशिया विलार्ड गिब्स]] द्वारा की गई थी।{{Citation needed|date=January 2011}} मुक्त ऊर्जा को अक्सर गिब्स मुक्त ऊर्जा कहा जाता है। [[सांख्यिकीय यांत्रिकी]] में, संचयी को 1927 में प्रकाशन से संबंधित [[उर्सेल समारोह]] के रूप में भी जाना जाता है।{{Citation needed|date=January 2011}}
 ==सामान्यीकृत सेटिंग्स में संचयक==
 ===औपचारिक संचयक===
-अधिक सामान्यतः, अनुक्रम के संचयक {{math|1={ ''m''<sub>''n''</sub> : ''n'' = 1, 2, 3, ... } }}, जरूरी नहीं कि किसी संभाव्यता वितरण के क्षण, परिभाषा के अनुसार हों,
+अधिक सामान्यतः, अनुक्रम के संचयी {{math|1={ ''m''<sub>''n''</sub> : ''n'' = 1, 2, 3, ... } }}, जरूरी नहीं कि किसी संभाव्यता वितरण के क्षण, परिभाषा के अनुसार हों,
 : <math>1+\sum_{n=1}^\infty \frac{m_n t^n}{n!} = \exp \left( \sum_{n=1}^\infty \frac{\kappa_n t^n}{n!} \right) ,</math>
-जहां के मूल्य {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} के लिए {{math|1=''n'' = 1, 2, 3, ...}} औपचारिक रूप से पाए जाते हैं, यानी, केवल बीजगणित द्वारा, इस सवाल की परवाह किए बिना कि क्या कोई श्रृंखला अभिसरण करती है। जब कोई औपचारिक रूप से काम करता है तो संचयकों की समस्या की सभी कठिनाइयां अनुपस्थित हो जाती हैं। सबसे सरल उदाहरण यह है कि संभाव्यता वितरण का दूसरा संचयी हमेशा गैर-नकारात्मक होना चाहिए, और केवल तभी शून्य होता है जब सभी उच्च संचयी शून्य हों। औपचारिक सहचालक ऐसी किसी बाध्यता के अधीन नहीं हैं।
+जहां के मान {{math|''κ''<sub>''n''</sub>}} के लिए {{math|1=''n'' = 1, 2, 3, ...}} औपचारिक रूप से पाए जाते हैं, अर्थात, मात्र बीजगणित द्वारा, इस सवाल की परवाह किए बिना कि क्या कोई श्रृंखला अभिसरण करती है। जब कोई औपचारिक रूप से काम करता है तो संचयकों की समस्या की सभी कठिनाइयां अनुपस्थित हो जाती हैं। सबसे सरल उदाहरण यह है कि संभाव्यता वितरण का दूसरा संचयी हमेशा गैर-नकारात्मक होना चाहिए, और मात्र तभी शून्य होता है जब सभी उच्च संचयी शून्य हों। औपचारिक सहचालक ऐसी किसी बाध्यता के अधीन नहीं हैं।
 ===घंटी संख्या===
-कॉम्बिनेटरिक्स में, {{math|''n''}}-वां [[बेल नंबर]] आकार के सेट के विभाजन की संख्या है {{math|''n''}}. सभी बेल नंबर#जनरेटिंग फ़ंक्शन। बेल नंबर मोमेंट-जनरेटिंग फ़ंक्शन#उदाहरण हैं।
+कॉम्बिनेटरिक्स में, {{math|''n''}}-वां [[बेल नंबर]] आकार के सेट के विभाजन की संख्या है {{math|''n''}}। सभी बेल नंबर#जनक फलन। बेल नंबर मोमेंट-जनक फलन#उदाहरण हैं।
-===द्विपद प्रकार के बहुपद अनुक्रम के संचयी===
+===द्विपद प्रकार के बहुपद अनुक्रम के संचयी ===
-<nowiki>किसी भी क्रम के लिए {{math|1={ </nowiki>''κ''<sub>''n''</sub> : ''n'' = 1, 2, 3, ... } }विशेषता शून्य के क्षेत्र (गणित) में [[अदिश (गणित)]] का, औपचारिक संचयी माना जाता है, संगत अनुक्रम होता है {{math|1={ μ ′ : ''n'' = 1, 2, 3, ...} }}औपचारिक क्षणों का, उपरोक्त बहुपदों द्वारा दिया गया है।{{clarify|reason=what polynomials|date=January 2011}}{{Citation needed|date=January 2011}} उन बहुपदों के लिए, निम्नलिखित तरीके से [[बहुपद अनुक्रम]] बनाएं। बहुपद से बाहर
+<nowiki>किसी भी क्रम के लिए {{math|1={ </nowiki>''κ''<sub>''n''</sub> : ''n'' = 1, 2, 3, ।।। } }विशेषता शून्य के क्षेत्र (गणित) में [[अदिश (गणित)]] का, औपचारिक संचयी माना जाता है, संगत अनुक्रम होता है {{math|1={ μ ′ : ''n'' = 1, 2, 3, ...} }}औपचारिक क्षणों का, उपरोक्त बहुपदों द्वारा दिया गया है।{{clarify|reason=what polynomials|date=January 2011}}{{Citation needed|date=January 2011}} उन बहुपदों के लिए, निम्नलिखित तरीके से [[बहुपद अनुक्रम]] बनाएं। बहुपद से बाहर
 : <math>
@@ Line 346: / Line 348: @@
 \end{align}
 </math>
-और फिर पैटर्न को सामान्यीकृत करें। पैटर्न यह है कि उपरोक्त विभाजनों में ब्लॉकों की संख्या पर घातांक हैं {{math|''x''}}. संचयकों में प्रत्येक गुणांक बहुपद है; ये बेल बहुपद हैं, जिनका नाम [[एरिक टेम्पल बेल]] के नाम पर रखा गया है।{{Citation needed|date=January 2011}}
+और फिर पैटर्न को सामान्यीकृत करें। पैटर्न यह है कि उपरोक्त विभाजनों में ब्लॉकों की संख्या पर घातांक हैं {{math|''x''}}। संचयकों में प्रत्येक गुणांक बहुपद है; ये बेल बहुपद हैं, जिनका नाम [[एरिक टेम्पल बेल]] के नाम पर रखा गया है।{{Citation needed|date=January 2011}}
-बहुपदों का यह क्रम [[द्विपद प्रकार]] का होता है। वास्तव में, द्विपद प्रकार का कोई अन्य क्रम मौजूद नहीं है; द्विपद प्रकार का प्रत्येक बहुपद अनुक्रम पूरी तरह से उसके औपचारिक संचयकों के अनुक्रम से निर्धारित होता है।{{Citation needed|date=January 2011}}
+बहुपदों का यह क्रम [[द्विपद प्रकार]] का होता है। वास्तव में, द्विपद प्रकार का कोई अन्य क्रम स्थित नहीं है; द्विपद प्रकार का प्रत्येक बहुपद अनुक्रम पूर्ण रूप से उसके औपचारिक संचयकों के अनुक्रम से निर्धारित होता है।{{Citation needed|date=January 2011}}
 ===निःशुल्क संचयक===
@@ Line 355: / Line 357: @@
 :<math>\operatorname E(X_1\cdots X_n)=\sum_\pi\prod_{B\,\in\,\pi}\kappa(X_i : i\in B)</math>
 संयुक्त संचयकों के लिए,
-सेट के सभी विभाजनों का योग {{math|1={ 1, ..., ''n'' } }}. यदि इसके बजाय, कोई केवल गैर-क्रॉसिंग विभाजनों का योग करता है, तो, इन सूत्रों को हल करके <math>\kappa</math> क्षणों के संदर्भ में, किसी को ऊपर बताए गए पारंपरिक क्यूमुलंट के बजाय मुफ्त क्यूमुलंट मिलते हैं। ये मुक्त संचयी रोलैंड स्पीचर द्वारा पेश किए गए थे और [[मुक्त संभाव्यता]] सिद्धांत में केंद्रीय भूमिका निभाते हैं।<ref>{{cite journal |last=Speicher |first=Roland |year=1994 |title=गैर-क्रॉसिंग विभाजन और मुक्त कनवल्शन की जाली पर गुणक कार्य|journal=[[Mathematische Annalen]] |volume=298 |issue=4 |pages=611–628 |doi=10.1007/BF01459754 |s2cid=123022311 }}</ref><ref name="Novak-Śniady">{{Cite journal|last1=Novak|first1=Jonathan|last2=Śniady|first2=Piotr|year=2011|title=एक निःशुल्क संचयक क्या है?|journal=[[Notices of the American Mathematical Society]]|volume=58|issue=2|pages=300–301|issn=0002-9920}}</ref> उस सिद्धांत में, यादृच्छिक चर के बीजगणित के टेन्सर उत्पाद के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की सांख्यिकीय स्वतंत्रता पर विचार करने के बजाय, बीजगणित के मुक्त उत्पादों के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की [[स्वतंत्र स्वतंत्रता]] पर विचार किया जाता है।<ref name="Novak-Śniady"/>
+सेट के सभी विभाजनों का योग {{math|1={ 1, ..., ''n'' } }}। यदि इसके बजाय, कोई मात्र गैर-क्रॉसिंग विभाजनों का योग करता है, तो, इन सूत्रों को हल करके <math>\kappa</math> क्षणों के संदर्भ में, किसी को ऊपर बताए गए पारंपरिक क्यूमुलंट के बजाय मुफ्त क्यूमुलंट मिलते हैं। ये मुक्त संचयी रोलैंड स्पीचर द्वारा पेश किए गए थे और [[मुक्त संभाव्यता]] सिद्धांत में केंद्रीय भूमिका निभाते हैं।<ref>{{cite journal |last=Speicher |first=Roland |year=1994 |title=गैर-क्रॉसिंग विभाजन और मुक्त कनवल्शन की जाली पर गुणक कार्य|journal=[[Mathematische Annalen]] |volume=298 |issue=4 |pages=611–628 |doi=10.1007/BF01459754 |s2cid=123022311 }}</ref><ref name="Novak-Śniady">{{Cite journal|last1=Novak|first1=Jonathan|last2=Śniady|first2=Piotr|year=2011|title=एक निःशुल्क संचयक क्या है?|journal=[[Notices of the American Mathematical Society]]|volume=58|issue=2|pages=300–301|issn=0002-9920}}</ref> उस सिद्धांत में, यादृच्छिक चर के बीजगणित के टेन्सर उत्पाद के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की सांख्यिकीय स्वतंत्रता पर विचार करने के बजाय, बीजगणित के मुक्त उत्पादों के संदर्भ में परिभाषित यादृच्छिक चर की [[स्वतंत्र स्वतंत्रता]] पर विचार किया जाता है।<ref name="Novak-Śniady"/>
-सामान्य वितरण के 2 से अधिक डिग्री वाले सामान्य संचयक शून्य होते हैं। [[विग्नर अर्धवृत्त वितरण]] के 2 से अधिक डिग्री के मुक्त संचयी शून्य हैं।<ref name="Novak-Śniady"/>यह ऐसा संबंध है जिसमें मुक्त संभाव्यता सिद्धांत में विग्नर वितरण की भूमिका पारंपरिक संभाव्यता सिद्धांत में सामान्य वितरण के अनुरूप है।
+सामान्य वितरण के 2 से अधिक परिमाण वाले सामान्य संचयी शून्य होते हैं। [[विग्नर अर्धवृत्त वितरण]] के 2 से अधिक परिमाण के मुक्त संचयी शून्य हैं।<ref name="Novak-Śniady"/>यह ऐसा संबंध है जिसमें मुक्त संभाव्यता सिद्धांत में विग्नर वितरण की भूमिका पारंपरिक संभाव्यता सिद्धांत में सामान्य वितरण के अनुरूप है।
 ==यह भी देखें==
-* [[एन्ट्रोपिक मूल्य खतरे में है]]
+* [[एन्ट्रोपिक मूल्य खतरे में है|एन्ट्रोपिक मान खतरे में है]]
-* मल्टीसेट#क्यूमुलेंट जनरेटिंग फ़ंक्शन
+* मल्टीसेट#संचयी जनक फलन
 * कोर्निश-फिशर विस्तार
 * एडगेवर्थ विस्तार
 * [[पॉलीके]]
 * के-सांख्यिकी, संचयी का न्यूनतम-विचरण निष्पक्ष अनुमानक
-* उर्सेल फ़ंक्शन
+* उर्सेल फलन
-* क्वांटम रसायन विज्ञान में इलेक्ट्रॉनिक तरंग फ़ंक्शन का विश्लेषण करने के लिए क्यूमुलेंट्स के अनुप्रयोग के रूप में कुल स्थिति स्प्रेड टेंसर।
+* क्वांटम रसायन विज्ञान में इलेक्ट्रॉनिक तरंग फलन का विश्लेषण करने के लिए संचयी के अनुप्रयोग के रूप में कुल स्थिति स्प्रेड टेंसर।
 ==संदर्भ==

Anonymous

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संचयी: Difference between revisions

Revision as of 12:54, 13 July 2023

परिभाषा

संचयी जनक फलन की वैकल्पिक परिभाषा

कुछ मूलभूत गुण

क्षणों के फलनों के रूप में पहले कई संचयी

कुछ असतत संभाव्यता वितरण के संचयक

कुछ सतत संभाव्यता वितरणों के संचयी

संचयी जनक फलन के कुछ गुण

संचयी के अतिरिक्त गुण

एक नकारात्मक परिणाम

संचयी और क्षण

संचयी और सेट-विभाजन

संचयी और कॉम्बिनेटरिक्स

संयुक्त संचयी

सशर्त संचयन और कुल संचयन का नियम

सांख्यिकीय भौतिकी से संबंध

इतिहास

सामान्यीकृत सेटिंग्स में संचयक

औपचारिक संचयक

घंटी संख्या

द्विपद प्रकार के बहुपद अनुक्रम के संचयी

निःशुल्क संचयक

यह भी देखें

संदर्भ

बाहरी संबंध

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