卜瓦松分布

若${\displaystyle X}$服从参数为${\displaystyle \lambda }$的泊松分布，记为${\displaystyle X\sim \pi (\lambda )}$，或记为${\displaystyle X\sim Pois(\lambda )}$.

1、服从泊松分布的随机变量，其数学期望与方差相等，同为参数${\displaystyle \lambda }$ : ${\displaystyle E(X)=V(X)=\lambda }$

2、兩個獨立且服从泊松分布的随机变量，其和仍然服从泊松分布。更精確地說，若 ${\displaystyle X\sim Poisson(\lambda _{1})}$且 ${\displaystyle Y\sim Poisson(\lambda _{2})}$，則${\displaystyle X+Y\sim Poisson(\lambda _{1}+\lambda _{2})}$。

3、其動差生成函數为：

${\displaystyle M_{X}(t)=E[e^{tX}]=\sum _{x=0}^{\infty }e^{tx}{\frac {e^{-\lambda }\lambda ^{x}}{x!}}=e^{-\lambda }\sum _{x=0}^{\infty }{\frac {({e^{t}}\lambda )^{x}}{x!}}=e^{{\lambda }(e^{t}-1)}}$

期望值：(倒數第三至第二是使用泰勒展開式)

${\displaystyle {\begin{aligned}\mathrm {E} (X)&=\textstyle \sum _{i=0}^{\infty }\displaystyle iP(X=i)\\&=\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle i{e^{-\lambda }\lambda ^{i} \over i!}\\&=\lambda e^{-\lambda }\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle {\lambda ^{i-1} \over (i-1)!}\\&=\lambda e^{-\lambda }\textstyle \sum _{i=0}^{\infty }\displaystyle {\lambda ^{i} \over i!}\\&=\lambda e^{-\lambda }e^{\lambda }\\&=\lambda \end{aligned}}}$

${\displaystyle {\begin{aligned}\mathrm {E} (X^{2})&=\textstyle \sum _{i=0}^{\infty }\displaystyle i^{2}P(X=i)\\&=\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle i^{2}{e^{-\lambda }\lambda ^{i} \over i!}\\&=\lambda e^{-\lambda }\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle {i\lambda ^{i-1} \over (i-1)!}\\&=\lambda e^{-\lambda }\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle {1 \over (i-1)!}{d \over d\lambda }(\lambda ^{i})\\&=\lambda e^{-\lambda }{d \over d\lambda }[\textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle {\lambda ^{i} \over (i-1)!}]\\&=\lambda e^{-\lambda }{d \over d\lambda }[\lambda \textstyle \sum _{i=1}^{\infty }\displaystyle {\lambda ^{i-1} \over (i-1)!}]\\&=\lambda e^{-\lambda }{d \over d\lambda }(\lambda e^{\lambda })=\lambda e^{-\lambda }(e^{\lambda }+\lambda e^{\lambda })=\lambda +\lambda ^{2}\end{aligned}}}$

我們可以得到：${\displaystyle Var(X)=(\lambda +\lambda ^{2})-\lambda ^{2}=\lambda }$

如同性質：${\displaystyle E(X)=Var(X)=\lambda }$、${\displaystyle \sigma _{X}={\sqrt {\lambda }}}$

在二项分布的伯努利试验中，如果试验次数n很大，二项分布的概率p很小，且乘积λ= np比较适中，则事件出现的次数的概率可以用泊松分布来逼近。事实上，二项分布可以看作泊松分布在离散時間上的对应物。

证明如下。首先，回顾e的定义：

${\displaystyle \lim _{n\to \infty }\left(1-{\lambda \over n}\right)^{n}=e^{-\lambda },}$

二项分布的定义：

${\displaystyle P(X=k)={n \choose k}p^{k}(1-p)^{n-k}}$。

如果令${\displaystyle p=\lambda /n}$, ${\displaystyle n}$趋于无穷时${\displaystyle P}$的极限：

${\displaystyle {\begin{aligned}\lim _{n\to \infty }P(X=k)&=\lim _{n\to \infty }{n \choose k}p^{k}(1-p)^{n-k}\\&=\lim _{n\to \infty }{n! \over (n-k)!k!}\left({\lambda \over n}\right)^{k}\left(1-{\lambda \over n}\right)^{n-k}\\&=\lim _{n\to \infty }\underbrace {\left[{\frac {n!}{n^{k}\left(n-k\right)!}}\right]} _{F}\left({\frac {\lambda ^{k}}{k!}}\right)\underbrace {\left(1-{\frac {\lambda }{n}}\right)^{n}} _{\to \exp \left(-\lambda \right)}\underbrace {\left(1-{\frac {\lambda }{n}}\right)^{-k}} _{\to 1}\\&=\lim _{n\to \infty }\underbrace {\left[\left(1-{\frac {1}{n}}\right)\left(1-{\frac {2}{n}}\right)\ldots \left(1-{\frac {k-1}{n}}\right)\right]} _{\to 1}\left({\frac {\lambda ^{k}}{k!}}\right)\underbrace {\left(1-{\frac {\lambda }{n}}\right)^{n}} _{\to \exp \left(-\lambda \right)}\underbrace {\left(1-{\frac {\lambda }{n}}\right)^{-k}} _{\to 1}\\&=\left({\frac {\lambda ^{k}}{k!}}\right)\exp \left(-\lambda \right)\end{aligned}}}$

给定n个样本值k_i，希望得到从中推测出总体的泊松分布参数λ的估计。为计算最大似然估计值，列出对数似然函数：

${\displaystyle {\begin{aligned}L(\lambda )&=\ln \prod _{i=1}^{n}f(k_{i}\mid \lambda )\\&=\sum _{i=1}^{n}\ln \!\left({\frac {e^{-\lambda }\lambda ^{k_{i}}}{k_{i}!}}\right)\\&=-n\lambda +\left(\sum _{i=1}^{n}k_{i}\right)\ln(\lambda )-\sum _{i=1}^{n}\ln(k_{i}!).\end{aligned}}}$

${\displaystyle {\frac {\mathrm {d} }{\mathrm {d} \lambda }}L(\lambda )=0\iff -n+\left(\sum _{i=1}^{n}k_{i}\right){\frac {1}{\lambda }}=0.\!}$

解得λ从而得到一个驻点（stationary point）：

${\displaystyle {\widehat {\lambda }}_{\mathrm {MLE} }={\frac {1}{n}}\sum _{i=1}^{n}k_{i}.\!}$

检查函数L的二阶导数，发现对所有的λ与k_i大于零的情况二阶导数都为负。因此求得的驻点是对数似然函数L的极大值点：

${\displaystyle {\frac {\partial ^{2}L}{\partial \lambda ^{2}}}=\sum _{i=1}^{n}-\lambda ^{-2}k_{i}}$

对某公共汽车站的客流做调查，统计了某天上午10:30到11:47来到候车的乘客情况。假定来到候车的乘客各批（每批可以是1人也可以是多人）是互相独立发生的。观察每20秒区间来到候车的乘客批次，共观察77分钟*3=231次，共得到230个观察记录。其中来到0批、1批、2批、3批、4批及4批以上的观察记录分别是100次、81次、34次、9次、6次。使用极大似真估计（MLE），得到${\displaystyle \lambda }$的估计为（81*1+34*2+9*3+6*4）/230≈0.87。

一个用来生成随机泊松分布的数字（伪随机数抽样）的简单算法，已经由高德纳给出（见下文参考）：

algorithm poisson random number (Knuth):
    init:
         Let L ← e−λ, k ← 0 and p ← 1.
    do:
         k ← k + 1.
         Generate uniform random number u in [0,1] and let p ← p×u.
    while p > L.
    return k − 1.

尽管简单，但复杂度是线性的，在返回的值k，平均是λ。还有许多其他算法来克服这一点。有些人由Ahrens和Dieter给出，请参阅下面的参考资料。同样，对于较大的λ值，e^-λ可能导致数值稳定性问题。对于较大λ值的一种解决方案是拒绝采样，另一种是采用泊松分布的高斯近似。

对于很小的λ值，逆变换取样简单而且高效，每个样本只需要一个均匀随机数u。直到有超过u的样本，才需要检查累积概率。

algorithm Poisson generator based upon the inversion by sequential search:[1]
    init:
         Let x ← 0, p ← e−λ, s ← p.
         Generate uniform random number u in [0,1].
    do:
         x ← x + 1.
         p ← p * λ / x.
         s ← s + p.
    while u > s.
    return x.

• 泊松过程
• 概率论
• 泊松回归
• 概率分布

• Guerriero V. . Journal of Modern Mathematics Frontier (JMMF). 2012, 1: 21–28 [2017-10-30]. （原始内容存档于2018-02-21）.
• Joachim H. Ahrens, Ulrich Dieter. . Computing. 1974, 12 (3): 223–246. doi:10.1007/BF02293108.
• Joachim H. Ahrens, Ulrich Dieter. . ACM Transactions on Mathematical Software. 1982, 8 (2): 163–179. doi:10.1145/355993.355997.
• Ronald J. Evans, J. Boersma, N. M. Blachman, A. A. Jagers. . SIAM Review. 1988, 30 (2): 314–317. doi:10.1137/1030059.
• Donald E. Knuth. . The Art of Computer Programming, Volume 2. Addison Wesley. 1969.