Обработка эксперим данных Роганов
.pdfЭту вероятность можно также вычислить, определив сначала вероятность противоположного события, т. е. вероятность того, что событие А появится меньше чем m раз, и вычтя ее из единицы:
.
Вероятность появления хотя бы одного события. Часто приходится вычислять вероятность того, что интересующее нас событие появится хотя бы один раз (т.е. не меньше чем один раз). В этом случае при любом n ≥ 2 вероятность события находится по формуле
Rn (1)=1− Pn (0)=1−q1q2 ...qn
В частном случае постоянных условий эксперимента q1 = q2 =...= qn = q последняя формула принимает вид
Rn (1)=1− qn .
Пример. Для разрушения моста достаточно попадания одной авиационной бомбы. Найти вероятность того, что мост будет разрушен, если на него сбросить четыре бомбы, вероятности попадания которых соответственно равны: 0,3; 0,4; 0,6; 0,7.
Решение. Мост будет разрушен, если на него упадет хотя бы одна бомба. Поэтому искомая вероятность равна
P(A)=1−(1−0,3)(1−0,4)(1−0,6)(1−0,7)= 0,95 .
§ 13. Распределение Пуассона
Формулы биномиального распределения вероятностей приводят при больших n к очень громоздким вычислениям. Поэтому важно иметь приближенные, но зато достаточно простые формулы для вычисления соответствующих вероятностей [9]. В частности, нередко встречаются задачи, в которых рассматривается большое число независимых испытаний, причем вероятность наступления события А при каждом отдельном испытании мала.
31
В этом случае вероятности Pn (k )могут быть приближенно вычислены по так называемой формуле Пуассона. Эта формула получается как предельная для биномиального распределения, когда число испытаний стремится к бесконечности, а вероятность успеха стремится к нулю, однако в пределах одной последовательности независимых испытаний ни то, ни другое по определению невозможно.
Пусть произведена некоторая серия независимых испытаний, состоящая из конечного числа испытаний, затем новая серия, затем еще новая и т.д. Будем иметь последовательность серий испытаний. Пусть при каждом испытании каждой серии может наступить или не наступить некоторое событие А, т.е. имеем всего два исхода, и пусть вероятность наступления А при отдельном испытании остается постоянной в пределах каждой серии (как это требуется для последовательности независимых испытаний), но может меняться от серии к серии. В этих условиях справедлива
Теорема Пуассона. Пусть дана последовательность серий независимых испытаний, состоящих соответственно из 1, 2,…, n,… испытаний, и пусть вероятность р события А при каждом испытании n-й серии равна λ / n , где λ — постоянная (не зависящая от n). Тогда вероятность
Pn (k ) того, что число наступлений события А в n-й серии будет равно k, при
n → ∞ и фиксированном k стремится к λk e−λ .
k!
Доказательство. Имеем
lim Pn (k
n→∞
= λk k!
|
|
|
n! |
|
|
|
k |
|
|
|
n−k |
|
|
|
|
|
n! |
|
|
λ k |
|
|||||
)= lim |
|
|
|
|
|
p |
|
(1− p) |
|
= lim |
|
|
|
|
|
|
|
|
1− |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
n→∞ k!(n −k )! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n→∞ k!(n −k )! n |
|
|
||||||||||||||
|
|
λk |
|
λ |
n n(n −1)...(n −k +1) |
|
|
λ −k |
|
|||||||||||||||||
= lim |
|
1 |
− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
− |
|
|
|
= |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
n→∞ |
k! |
|
n |
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
λ n |
|
|
|
|
|
− |
1 |
|
− |
k − |
1 |
|
|
λ |
−k |
= |
λk |
||||||
lim 1− |
|
lim |
1 |
|
1 |
n |
|
1− |
|
|
|
k! |
||||||||||||||
n→∞ |
|
|
n |
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
n |
|
|||||||||
|
|
|
n→∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
λ n−k = n
e−λ .
Распределение вероятностей, определяемое формулой
32
P(k )= λkk! e−λ , k = 0,1,2,...,λ > 0 ,
называется распределением Пуассона и является одним из важнейших в теории вероятностей.
Пример. Учебник издан тиражом 100 000 экземпляров. Вероятность того, что учебник сброшюрован неправильно, равна 0,0001. Найти вероятность того, что тираж содержит ровно пять бракованных книг.
Решение. По условию n = 100 000, p = 0,0001, k = 5 . События,
состоящие в том, что книги сброшюрованы неправильно, независимы, число n велико, а вероятность р мала, поэтому воспользуемся распределением Пуассона
Pn (k )= λk e−λ / k .
Найдем λ : λ = np = 100 000 0,0001= 10 .
Искомая вероятность
P100 000 (5)=105 e−10 / 5 =105 0,000045 /120 = 0,0375.
§ 14. Локальная и интегральная предельные теоремы Муавра—Лапласа
Как было сказано в начале предыдущего пункта, при большом числе испытаний формулы для вычисления вероятностей Pn (k), отвечающих биномиальному распределению, весьма громоздки. В связи с этим надо иметь более простые приближенные формулы. Для случая, когда вероятность р при каждом испытании очень мала, мы установили приближенную формулу – распределение Пуассона. Теперь рассмотрим другую предельную форму биномиального распределения, считая, что вероятность р отлична от нуля и единицы.
Локальная теорема Муавра—Лапласа. Если вероятность события А в n
независимых испытаниях равна р, 0<p<1, то вероятность Pn (k) того, что в
33
этих экспериментах событие А наступит k раз, удовлетворяет при т→ ∞
соотношениюlimn→∞ |
|
npqPn (k ) |
=1, |
q=1–p, x = k −np , x [a,b], |
|||
|
X 2 |
||||||
|
|
1 |
− |
|
|
|
npq |
|
|
|
|||||
|
|
e 2 |
|||||
|
|
2π |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
где a<b, a и b – любые конечные фиксированные числа.
Стремление к пределу равномерно относительно всех k, для которых x [a,b].
Доказательство. Имеем
npqP (k )= npq |
n! |
|
pk qn−k |
. |
|
k!(n −k )! |
|||||
n |
|
||||
|
|
|
Воспользовавшись формулой Стирлинга,
k! = 2πkkke−keθk , θk ≤ 12k1 ,
получим
|
|
|
|
|
npqP (k)= |
npq |
1 |
nn |
neθn −θk −θn−k pk qn−k |
= |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
2π k k (n −k)n−k |
k n −k |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
= |
1 |
|
np k |
nq n−k |
|
n |
2 pq |
|
θ |
−θ |
−θ |
|
≡ |
1 |
A (x)B |
(x)C |
|
(x) |
|
|||||
π |
|
|
k |
|
|
n −k |
|
|
k(n −k ) |
e n |
k |
|
n−k |
|
|
. |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
π n |
n |
|
n |
|
||||||||
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
||||
Найдем пределы выражений An (x), Bn (x), Cn (x) |
при n → ∞. |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
Пусть [a,b] – произвольный конечный отрезок; будем рассматривать |
||||||||||||||||||||||||
такие k, для которых x [a,b]. Так как |
x = k −np |
, то |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
npq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k = np + x |
npq, n −k = n(1− p)− x npq = np − x |
npq, a ≤ x ≤ b |
|
|
|
|||||||||||||||||||
Рассмотрим вначале Сn (x)= eθ , |
θ =θn −θk −θn−k . |
|
|
|
|
|
|
|
34
θ ≤ θ |
|
+ |
θ |
|
+ θ |
|
|
≤ |
1 |
|
1 |
+ |
|
|
|
1 |
|
|
+ |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
||||||
n |
k |
n−k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
12 |
|
|
|
|
np + x |
|
npq |
|
|
np − x |
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
npq |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
1 |
+ |
|
|
|
|
|
|
+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
12 |
|
|
|
|
|
|
|
pq |
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p + x |
|
|
|
|
q − x |
|
pq |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Отсюда |
в |
|
силу |
признака Вейерштрасса |
следует, что |
θ → ∞ при |
|||||||||||||||||||||||||||
n → ∞ равномерно |
|
по |
|
x [a,b]. |
|
Таким образом, |
|
Сn (x)→1 |
при n → ∞ |
||||||||||||||||||||||||
равномерно относительно x, |
x [a,b]. Далее рассмотрим Bn (x): |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
Bn (x)= |
|
|
n2 pq |
|
= |
|
|
|
|
|
q |
1 |
|
|
|
|
|
p |
|
→1, n → ∞ |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
k(n −k ) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
− x |
|
|
|
1 |
− x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nq |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
np |
|
|
|
|
|
|
|
|
равномерно относительно x, x [a,b], на основании признака Вейерштрасса.
Рассмотрим, наконец, An (x). Пользуясь формулой
ln(1+ z)= z − z22 +0(z3 ), z <1,
получим
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
ln A (x)= −k ln |
k |
|
− (n |
− k )ln n − k |
|
= |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
np |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
np |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
q |
|
− (nq − x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
− x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
|||||
= −(np + x npq )ln 1 |
|
np |
|
|
npq )ln 1 − x |
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nq |
|
|
|
|||
|
= −(np + x |
|
|
|
|
|
q |
|
|
x2q |
|
+ 0(n |
−3/ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
npq ) x |
|
np |
2np |
|
|
) |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
x2 p |
|
|
|
−3/ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
− x |
|
|
− |
|
|
+ 0(n |
|
|
|
= |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
+ (nq − x npq ) |
nq |
2nq |
|
) |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
2 |
|
x2q |
+ 0(n |
−1/ 2 |
)− x |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
x |
2 p |
+ 0(n |
−1/ 2 |
|
|
||||||
|
npq + x q − |
|
|
|
|
npq + x |
|
p − |
|
|
|
|
|
|
= |
|||||||||||
= − x |
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
) |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= − 12 x2 +0(n−1/ 2 ),
35
причем, поскольку при n → ∞ x npq , x nqp стремятся к нулю равномерно по x, x [a,b], оценку 0 — членов можно взять независящей от k.
Итак, имеем
|
|
1 |
|
|
1 |
|
|
A |
− |
|
x2 +0 |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
(x)= e |
2 |
|
|
n , n → ∞ |
. |
||
n |
|
|
|
|
|
||
Из полученных оценок следует утверждение теоремы. |
|||||||
Установленная теорема дает оценку величины Pn (k) при больших n и |
|||||||
при фиксированном k: |
|
|
|
|
|
|
|
P (k )≈ 1 |
|
1 |
e−x2 / 2 , x = k − np |
||||
n |
2π |
npq |
|
|
npq |
||
|
|
|
Пример. Найти вероятность того, что событие А наступит ровно 70 раз в 243 испытаниях, если вероятность появления этого события в каждом испытании равна 0,25.
Решение. По условию n = 243; k =70; p = 0,25; q = 0,75 . Так как n = 243 –
достаточно большое число, воспользуемся локальной теоремой Лапласа:
|
|
|
|
|
|
P (k )= 1 |
ϕ(x) |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
n |
npq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где ϕ(x)= |
1 |
−x2 / 2 |
|
k −np |
. Найдем значение х: |
|
|||||
2π e |
|
, x = |
npq |
|
|||||||
|
|
|
x = k −np |
= |
70 −243 0,25 |
= |
9,25 |
=137, . |
|||
|
|
|
|
npq |
|
|
243 0,25 0,75 |
|
6,75 |
|
По таблице находим ϕ(1,37)= 0,1561. Искомая вероятность равна
P243 (70)=1/ 6,75 0.1561 = 0,0231
Однако практически при большом числе испытаний n и не слишком малой вероятности р нас редко интересует вероятность того, что данное событие наступит точно k раз. Важно бывает уметь оценить вероятность того, что число наступлений события лежит в некоторых границах. Такую оценку можно получить с помощью интегральной предельной теоремы Муавра-Лапласа.
36
Интегральная предельная теорема Муавра—Лапласа. Пусть k – число наступлений события А в серии из n независимых экспериментов, р – вероятность наступления А при каждом испытании, 0<p<1, a и b – любые фиксированные числа, a<b. Тогда
|
|
|
|
|
1 |
b |
|
− |
x2 |
|
|
|
= |
|
e |
2 dx |
|||||
lim P a ≤ k − np |
≤ b |
∫ |
|
|||||||
n→∞ |
|
npq |
|
|
2π |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
a |
|
|
|
|
||
причем стремление к |
пределу |
равномерно |
|
относительно а и b, |
−∞ < a < b < +∞.
Доказательство этой теоремы получим как совсем простое следствие рассмотренной ниже центральной предельной теоремы [9].
Практическое применение интегральной предельной теоремы основано на приближенном равенстве
|
k − np |
|
|
1 |
b |
− |
x2 |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
≈ |
|
∫e |
2 |
dx |
|
P a ≤ |
npq |
≤ b |
2π |
|
|
|||
|
|
|
a |
|
|
|
Оценка соответствующей погрешности показывает, что эта приближенная формула обеспечивает хорошую точность уже при значениях npq ≥10 и, естественно, тем лучшую точность, чем больше эта величина.
Рассмотрим некоторые типичные задачи, связанные с интегральной теоремой Муавра—Лапласа.
Заданы число испытаний n и вероятность р при каждом испытании. Требуется найти вероятность того, что число k будет заключено между
заданными числами k1 и k2 , |
0 ≤ k1 < k2 ≤ n . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k2 −np |
|
|
|
|
P(k |
|
|
|
k |
|
− np |
|
k − np |
|
k |
|
− np |
|
1 |
npq |
|
− |
x 2 |
|
||||
≤ k ≤ k |
|
|
|
≤ |
≤ |
|
≈ |
|
e |
2 dx |
|||||||||||||
2 |
)= P |
1 |
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
∫ |
|
||||||||||
1 |
|
|
|
|
|
npq |
|
npq |
|
|
|
|
|
2π |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
npq |
|
k1 −np |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
npq |
|
|
|
|
Функция Φ(z)= |
1 |
|
|
x |
e− |
z 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
∫0 |
|
dz |
называется интегралом ошибок, для нее |
|||||||||||||||||||
|
2 |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
2π |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
составлены |
таблицы, |
поскольку |
Φ(− x)= −Φ(x), |
значения |
|
в таблицах |
|||||||||||||||||
указаны лишь для x ≥ 0 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
37
Пусть заданы числа р, α и β. Требуется определить, какое наименьшее число n испытаний надо произвести для того, чтобы с вероятностью, не меньшей β, частота k/n появлений отклонялась от вероятности р не больше чем на α. Таким образом, надо найти n из условия
|
|
1 |
− p |
|
|
≥ β . |
|
|
|||||
P |
|
n |
|
≤α |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Поскольку
|
1 |
|
|
−α |
n |
≤ |
k − np |
≤α |
n |
|
≈ |
P |
|
− p ≤α |
= P |
|
|
|
|
||||
n |
|
|
|
pq |
|
npq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
pq |
|
|
α |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
pq |
|
− |
x2 |
|
n |
|
|||
|
|
|
|||||||||
|
∫ |
|
|
||||||||
≈ π |
|
e |
2 |
|
|
|
|||||
|
|
|
dx = 2Φ α |
pq |
|||||||
2 |
−α |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
pq |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
то задача состоит в определении n из условия
|
n |
|
≥ β |
2Φ α |
|
|
|
|
|
|
|
|
pq |
|
Пусть заданы числа n, p и β. Требуется определить границы возможных отклонений частоты появления успеха от вероятности р, т.е. надо найти α,
для которого |
|
|
1 |
− p |
|
|
= β . |
|
|
||||||
P |
|
n |
|
≤α |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Согласно предыдущему примеру
|
k |
|
|
n |
|
= β |
P |
|
− p ≤α |
≈ 2Φ α |
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
pq |
|
отсюда по таблицам определяем α.
lim |
|
npqPn (k ) |
=1, |
q=1–p, x = |
k −np |
, x [a,b], |
|||
|
2 |
||||||||
n→∞ |
1 |
− |
X |
|
|
npq |
|||
|
|
e 2 |
|
|
|
||||
|
|
2π |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где a<b, a и b – любые конечные фиксированные числа.
38
Стремление к пределу равномерно относительно всех k, для которых x [a,b].
Доказательство. Имеем
npqP (k )= npq |
n! |
|
pk qn−k |
. |
|
k!(n −k )! |
|||||
n |
|
||||
|
|
|
Воспользовавшись формулой Стирлинга,
k! = 2πkkke−keθk , θk ≤ 12k1 ,
получим
|
|
|
|
|
|
|
npqP |
(k)= |
npq |
1 |
nn |
neθn −θk −θn−k pk qn−k |
= |
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
2π k k (n −k)n−k |
k n −k |
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
= |
1 |
|
|
np k |
nq |
|
n−k |
|
|
n |
2 pq |
|
θ |
−θ |
−θ |
|
|
≡ |
1 |
A (x)B (x)C |
|
(x) |
|
||||||||||||||
π |
|
|
|
k |
|
|
n −k |
|
|
|
k(n −k ) |
e n |
k |
|
n−k |
|
|
. |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
π |
n |
n |
|
n |
|
||||||||||||||||
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Найдем пределы выражений An (x), Bn (x), Cn (x) |
при n → ∞. |
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||
Пусть [a,b] – произвольный конечный отрезок; будем рассматривать |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||
такие k, для которых x [a,b]. Так как |
|
x = k −np |
, то |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
npq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
k = np + x |
npq, n −k = n(1− p)− x npq = np − x npq, |
a ≤ x ≤ b |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
Рассмотрим вначале Сn (x)= eθ , |
θ =θn −θk −θn−k . |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
θ ≤ θ |
|
|
+ |
θ |
|
+ θ |
|
|
|
≤ |
|
1 |
1 |
+ |
|
|
|
1 |
|
|
+ |
|
|
1 |
|
|
= |
|
|
|
|
|
|||||
n |
k |
n−k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12 |
|
|
np + x |
npq |
np − x |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
npq |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
1 |
+ |
|
|
|
|
+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
12 |
|
|
|
|
pq |
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p + x |
|
q − x |
|
pq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Отсюда |
|
в |
|
силу |
признака |
Вейерштрасса |
следует, |
что |
θ → ∞ при |
||||||||||||||||||||||||||||
n → ∞ равномерно |
|
по |
|
|
x [a,b]. |
|
Таким образом, |
Сn (x)→1 |
при |
n → ∞ |
равномерно относительно x, x [a,b]. Далее рассмотрим Bn (x):
39
Bn (x)= |
n2 pq |
= |
|
|
q |
1 |
|
p |
|
→1, |
n → ∞ |
|
k(n −k ) |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
1 |
− x |
|
1 |
− x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
np |
|
nq |
|
|
равномерно относительно x, x [a,b], на основании признака Вейерштрасса.
Рассмотрим, наконец, An (x). Пользуясь формулой
ln(1+ z)= z − z22 +0(z3 ), z <1,
получим
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
ln |
A (x)= −k ln |
k |
|
− |
(n |
− k )ln n − k |
|
= |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
np |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
np |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
q |
|
− (nq − x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
− x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
||||||
= −(np + x npq )ln 1 |
|
np |
|
|
npq )ln 1 − x |
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
nq |
|
|
|
|||
|
= −(np + x |
|
|
|
|
|
q |
|
|
|
x2q |
|
|
0(n |
−3/ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
− |
|
|
+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
npq ) x |
|
np |
2np |
|
|
) |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p |
|
|
x2 p |
+ 0(n |
−3/ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
− x |
|
|
|
− |
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
+ (nq − x npq ) |
nq |
|
2nq |
|
|
) |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
2 |
|
x2q |
+ 0(n |
−1/ 2 |
)− x |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
x |
2 p |
+ 0(n |
−1/ 2 |
|
|
|||||||
|
npq + x q − |
|
|
|
|
npq + x |
|
p − |
|
|
|
|
|
|
= |
||||||||||||||
= − x |
2 |
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
) |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
= − 1 x2 +0(n−1/ 2 ), |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
причем, поскольку при n → ∞ x |
npq , |
x |
nqp стремятся к нулю равномерно по |
x, x [a,b], оценку 0 — членов можно взять независящей от k.
Итак, имеем
1 |
x2 |
|
1 |
|
||
− |
|
+0 |
|
|
|
|
|
|
|
||||
A (x)= e 2 |
|
|
n , n → ∞ |
. |
||
n |
|
|
|
|
Из полученных оценок следует утверждение теоремы.
Установленная теорема дает оценку величины Pn (k) при больших n и
при фиксированном k:
40